21 IB Revija 1/2019 Povzetek V članku je predstavljena analiza dohodkovne neenakosti in davčne progresivnosti v Sloveniji. Analiza temelji na podatkih velikih vzorcev zavezancev za plačilo dohodnine, ki jih je zagotovila Finančna uprava RS. Analizirani so bili dohodki prejemnikov plač za leta 2003, 2004, 2005 in 2016. Izkazalo se je, da se je koncentracija dohodka iz kapitala v letu 2016 v primerjavi z letom 2005 precej povečala na samem vrhu dohodkovne porazdelitve. Učinek tega pojava na agregatne mere dohodkovne neenakosti je dokaj majhen, predvsem zaradi (še vedno) skromnega deleža dohodkov iz kapitala v celotnih dohodkih prejemnikov plač. Davčna progresivnost, merjena s Kakwanijevim indeksom, se je leta 2005 močno povečala (v primerjavi z letom 2004), leta 2016 pa nekoliko manj (v primerjavi z letom 2005). To je mogoče razložiti s spremembami dohodninske zakonodaje v letu 2005 in nadaljnjimi spremembami v letih 2008 in 2010. Večina teh sprememb je bila namenjena zmanjšanju davčne obremenitve davkoplačevalcev z nizkimi dohodki. Ni pa presenetljivo, da se celotna progresivnost, upoštevajoč ne samo dohodnino, temveč tudi prispevke za socialno varnost, v tem času ni bistveno spremenila, saj je Kakwanijev indeks v letu 2016 le nekoliko višji, kot je bil leta 2003. »Stabilnost« tako merjene davčne progresivnosti lahko pripišemo dejstvu, da dohodki od kapitala (ki so nakopičeni na vrhu dohodkovne porazdelitve) niso obremenjeni s prispevki za socialno varnost. Ključne besede: dohodkovna neenakost, davčna progresivnost, dohodnina, prispevki za socialno varnost, dohodki iz kapitala JEL:  H240 DOHODKOVNA NEENAKOST IN DAVČNA PROGRESIVNOST V SLOVENIJI: NEKAJ NOVEJŠIH UGOTOVITEV * Tine Stanovnik Ekonomska fakulteta Ljubljana Nataša Kump Inštitut za ekonomska raziskovanja, Ljubljana * Avtorja se zahvaljujeta Finančni upravi Republike Slovenije (FURS), prej imenovani Davčna uprava Republike Slovenije (DURS), ki je omogočila dostop do podatkov za to raziskavo. 22 IB Revija 1/2019 Abstract This paper presents an analysis of income inequality and tax progressivity in Slovenia. It is based on large samples of the Personal Income Tax (PIT) database, provided by the Financial Administration of the Republic of Slovenia. The incomes of wage earners for the years of 2003, 2004, 2005 and 2016 were analysed. It was shown that the concentration of capital income at the very top of the income distribution, i.e. the top 1%, increased quite considerably in 2016 as compared with 2005. The overall effect on aggregate measures of income inequality is reasonably small due to the (still) modest share of capital income in the income of wage- earners. The tax progressivity of PIT, measured by the Kakwani index, increased sharply in 2005 (as compared to 2004) and somewhat less in 2016 (as compared to 2005). This can be explained by new PIT legislation in 2005, and further changes in 2008 and 2010. The aim of these changes was to lessen the tax burden of low-income taxpayers. Not surprisingly, the overall progressivity, taking into account not only PIT, but also employee social contributions, did not change significantly in this period, with the Kakwani index being only slightly higher in 2016 as compared to 2003. We attribute this ‘stability’ to the fact that capital incomes (concentrated at the top of income distribution) are not subject to social contributions. Keywords: income inequality, tax progressivity, personal income tax, social security contributions, capital income 23 IB Revija 1/2019 1 Uvod Dohodkovna neenakost je tema, ki je vedno zanimiva ne le za raziskovalno skupnost, temveč tudi za širšo javnost. Zato je treba dinamiko dohodkovne neenakosti stalno spremljati in analizirati, zakaj se dohodkovna neenakost spreminja – bodisi povečuje ali manjša. Menimo, da Slovenija ponuja dragocene izkušnje drugim državam srednje in vzhodne Evrope. V preteklih raziskavah 1 smo ugotovili, kako so institucionalne spremembe (socialni sporazum med socialnimi partnerji, Ekonomsko- socialni svet) leta 1994, leta 1995 pa tudi zakonodajne spremembe (uvedba zakonodaje o minimalnih plačah) zaustavile zelo veliko rast dohodkovne neenakosti v prvih letih tranzicije. Od takrat se zelo postopno naraščanje dohodkovne neenakosti, merjene z bruto dohodkom prejemnikov plač, večinoma uspešno »nevtralizira« s povečano davčno progresivnostjo dohodninskega sistema. Podobno kot prejšnje raziskave tudi ta temelji na vzorcih iz evidenc dohodnine, ki jih Inštitutu za ekonomska raziskovanja zagotavlja Finančna uprava RS (FURS). Pri naši raziskavi ne gre le za posodabljanje rezultatov, temveč ji dajemo tudi nekoliko drugačen poudarek; več pozornosti namenjamo analiziranju dohodkov iz kapitala, podana pa je tudi podrobnejša razprava o davčni progresivnosti. Vsebina našega prispevka je naslednja. V drugem poglavju so na kratko predstavljeni statistični viri, ki so pomembni za analizo dohodkovne neenakosti. Pojasnjujemo, zakaj podatkovne serije za socialistično obdobje (tj. pred letom 1991) niso v skladu z obdobjem po letu 1991. V tretjem poglavju na kratko pojasnjujemo podatke, ki so uporabljeni v naši analizi. Gre za velike (anonimizirane) vzorce odmere dohodnine iz dohodninskih evidenc FURS-a. Četrto poglavje (»Nekatera opažanja glede nabora podatkov in obravnavanja dohodka od kapitala«) pojasnjuje spremembe v davčni obravnavi dohodka iz kapitala in nekatere spremembe definicij posameznih virov dohodka. Peto poglavje (»Struktura in porazdelitev bruto dohodka«) je namenjeno analizi strukture dohodka po dohodkovnih kvintilnih razredih kot tudi porazdelitvi dohodka po dohodkovnih kvintilnih razredih. Dohodkovne vire razdelimo na štiri sestavne dele: dohodek iz dela, dohodek iz kapitala, mešani dohodek in drugi viri (obdavčenega) dohodka. V tem poglavju podajamo tudi porazdelitev akontacije dohodnine, plačane dohodnine in prispevkov za socialno varnost zaposlenih po kvintilnih dohodkovnih razredih. V šestem poglavju analiziramo dohodkovno neenakost z uporabo Ginijevega koeficienta in koeficientov koncentracije; koeficienti koncentracije so podani za posamezne sestavne dele bruto dohodka, tj. za dohodnino, za prispevke za socialno varnost in za 1 Glej Stanovnik in Verbič (2013). neto dohodek. Predstavljen je Kakwanijev indeks, ki je pogosto uporabljena mera davčne progresivnosti. Ne bomo analizirali le progresivnosti sistema dohodnine, ampak tudi progresivnost skupne obdavčitve, tj. dohodnine in delojemalčevih prispevkov za socialno varnost. Ni presenetljivo, da vključitev prispevkov za socialno varnost v analizo davčne progresivnosti bistveno »zmanjša« splošno progresivnost. V sedmem poglavju podajamo nekaj zaključnih pripomb. 2 Analiza dohodkovne neenakosti: metodologija V zadnjih letih se je raziskovalni interes osredotočil na analizo dinamike porazdelitve dohodka in premoženja, ki temelji na dolgih, »zgodovinskih« časovnih vrstah, ki segajo daleč v preteklost. Veliko pozornosti je bilo namenjene tudi analizi dohodkov na samem vrhu dohodkovne porazdelitve, ki ga imenujemo »najvišji 1 %«. Veliko zaslug za to spremembo v raziskovalnem poudarku imata (pokojni) Anthony Atkinson in Thomas Piketty. Pikettyjeva knjiga »Kapital v enaindvajsetem stoletju« sodi med najvplivnejše novejše knjige v gospodarstvu. Ustvarjanje dolgoletnih časovnih vrst dohodkov (ali premoženja) je povezano z več težavami. Tudi v stabilnih državah dolgo zgodovino zbiranja statističnih podatkov o dohodkih in premoženju ustvarjanje takšnih serij zahteva številne »junaške« predpostavke. Za države, ki so doživele velike geopolitične premike in nimajo stabilnih statističnih serij, takšen cilj preprosto ni dosegljiv. Slovenija predstavlja vzorčni primer težav, na katere bi naleteli pri poskusu ustvarjanja časovnih vrst podatkov o dohodku (ali premoženju), ki segajo daleč v preteklost. Zato bomo v nadaljevanju na kratko predstavili in razpravljali o statističnih virih, ki bi jih lahko uporabili za analizo dohodkovne neenakosti v Sloveniji. 2.1 Ankete o porabi gospodinjstev Ankete o porabi gospodinjstev zagotavljajo bistvene statistične podatke za analizo potrošnje, izdatkov in dohodka gospodinjstev. Prvo obsežno anketo o porabi gospodinjstev (APG) za Slovenijo je leta 1963 pod vodstvom Zveznega statističnega urada Jugoslavije izvedel Statistični urad Slovenije. Ta raziskovanja so bila izvedena v petletnih intervalih in so temeljila na velikih vzorcih gospodinjstev. Manjše ankete so bile izvedene letno. Po osamosvojitvi Slovenije leta 1991 se je metodologija teh raziskovanj na podlagi smernic Eurostata precej spremenila. Od leta 1997 do leta 2011 so bila izvedena raziskovanja na majhnih letnih vzorcih. Objavljeni podatki so temeljili na lepljenem vzorcu treh zaporednih let. Podatki so bili preračunani na srednje leto, ki je bilo tudi referenčno leto. Od leta 2012 je bila metodologija spremenjena tako, da je raziskovanje 24 IB Revija 1/2019 izvedeno na večjih vzorcih le vsaka tri leta. Ob tem omenimo še, da je bila leta 2005 uvedena popolnoma nova raziskava SILC (Survey on Income and Living Conditions – raziskovanje o dohodku in življenjskih pogojih). To vseevropsko panelno raziskovanje, ki se izvaja v vseh državah članicah EU, je bilo zasnovano predvsem za analizo dinamike dohodka. Ne smemo spregledati raziskave o finančnih sredstvih in porabi gospodinjstev (Household Finance and Consumption Survey (HFCS)), ki jo pripravlja Evropska centralna banka, za Slovenijo pa poteka pod okriljem Banke Slovenije. Raziskava se ne izvaja za vse države EU, ampak le za države evrskega območja, je pa edina, ki poleg dohodka spremlja tudi premoženje. Do zdaj je bila raziskava izvedena trikrat, rezultati tretjega vala pa še niso objavljeni. Čeprav so bile na podlagi raziskovanja APG opravljene različne analize, ki so primerjale obdobje pred osamosvojitvijo in po njej, je potrebna previdnost pri neposredni primerjavi gospodarske blaginje gospodinjstev pred tranzicijo (tj. v socialističnem obdobju) in obdobju po letu 1991. V nadaljevanju opisujemo le en primer, ki nakazuje težave pri primerjavi blaginje v teh dveh obdobjih. V socialističnem obdobju (1945–1991) so bili najemniki družbenih stanovanj (stanovanj v lasti države, občin in podjetij) pretežno na boljšem kot nenajemniki. Številna velika in finančno močna podjetja so vsem zaposlenim nudila taka stanovanja, prav tako je imela politična, vodstvena in tehnična elita praviloma privilegiran dostop do takšnih stanovanj. Aktivno prebivalstvo, ki takšnega dostopa ni imelo, je bilo prisiljeno v gradnjo lastnih hiš (sicer praviloma z dokaj ugodnimi posojili, tj. z negativnimi realnimi obrestnimi merami, ki so bile posledica visoke inflacije in odsotnosti revalorizacije posojil). Najemnine v družbenih stanovanjih so bile nizke. Po osamosvojitvi leta 1991 so bila ta stanovanja pod zelo ugodnimi pogoji prodana takratnim najemnikom. Analiza prodaje družbenih stanovanj leta 1991 (Stanovnik, 1995) je pokazala skrajno nenavadno sestavo stanovanjskega lastništva, saj so bila najemniška (družbena) stanovanja bolj koncentrirana v skupinah z višjimi dohodki, stanovanja, ki jih zasedajo lastniki, pa bolj v nizkih dohodkovnih skupinah. Podobno tudi drugi privilegiji, ki so jih uživale elite – privilegiran dostop do zdravstvene oskrbe, počitniških namestitev itd., prikrivajo resničen obseg razpoložljivih sredstev gospodinjstev. Čeprav so bili v primeru Jugoslavije ti privilegiji majhni v primerjavi s tistimi, ki so jih uživale elite v Sovjetski zvezi in državah sovjetskega bloka, so ti privilegiji obstajali in niso bili zanemarljivi. Tako pri primerjavi blaginje gospodinjstev v socialističnem in postsocialističnem obdobju naletimo na resno težavo, kako obravnavati netržno oskrbo z nekaterimi dobrinami, ki bi v »normalnih« tržnih pogojih pomenila velik delež proračuna gospodinjstev. 2.2 Drugi viri Statističnega urada RS o dohodkih gospodinjstev in posameznikov Gospodinjstva pomenijo osnovno statistično enoto opazovanja za analizo potrošnje in dohodka. To je sicer res, vendar je za analizo dinamike dohodka in dohodkovne neenakosti zelo pomembna tudi analiza plač, ki so najpomembnejši vir dohodka za gospodinjstva. Alan Blinder (1993: 308) je ob sklicevanju na podatke ZDA zapisal, da je treba začeti z neenakostjo plač, če želimo razumeti naraščanje dohodkovne neenakosti v ZDA v osemdesetih letih. Statistični urad Republike Slovenije (SURS) je leta 1968 prvič začel redno objavljati podatke o porazdelitvi (mesečnih) plač. Ti podatki so bili zbrani in objavljeni vsake pol leta, nanašali pa so se na mesečno porazdelitev plač za marec in september. Porazdelitev je bila podana v približno dvajsetih plačnih razredih. Od leta 2005 se ti podatki zbirajo in objavljajo le enkrat letno, in sicer za mesec september. Ali lahko primerjamo podatke o plačah v obdobju pred osamosvojitvijo in po njej? V »socialističnem« obdobju pred osamosvojitvijo so plače temeljile na neto konceptu. Dohodnine ni bilo, 2 uporabljal pa se je precej zapleten sistem prispevkov za socialno varnost. Koncept bruto plače je bil uveden leta 1991, z njim pa tudi dohodnina. Obseg prejemnikov plač, ki so bili vključeni v analizo navedenih publikacij statističnega urada, se je spreminjal. Vključeni so bili delavci v vseh organizacijah in podjetjih, z nekaj izjemami in omejitvami: a) Vključeni so samo delavci, ki delajo s polnim delovnim časom. b) Delavci, ki delajo v zasebnih podjetjih z vsaj tremi zaposlenimi, so vključeni od leta 1992. Delavci, ki delajo v zasebnih podjetjih z enim ali dvema zaposlenima, so vključeni od leta 2005. c) Delavci, zaposleni pri samozaposlenih osebah, so vključeni od leta 2004 (ti delavci pomenijo približno 5 % vseh delavcev). Omeniti je treba, da so vključene le plače, brez drugih prejemkov, ki so povezani s plačami (nadomestila, regres itd.). 2.3 Podatki Finančne uprave RS Dohodnina je bila v Sloveniji uvedena leta 1991, napovedi za odmero dohodnine pa se hranijo pri Finančni upravi RS. Ti podatki pomenijo neprecenljiv vir za analizo 2 To ne pomeni, da dohodki iz nobenega vira niso bili obdavčeni. Obdavčeni so bili dohodki samozaposlenih, avtorski honorarji in dohodki iz premoženjskih pravic. 25 IB Revija 1/2019 dohodkovne neenakosti, razlik v plačah med spoloma ali glede na starost itd. Vendar ta zbirka podatkov vsebuje le podatke o dohodnini, zato Statistični urad RS združuje dve podatkovni zbirki (Statistični register delovno aktivnega prebivalstva (SRDAP) in podatke o dohodnini), tako da tvori novo zbirko podatkov, ki vsebuje samo osebe, zaposlene s polnim delovnim časom pri istem delodajalcu v vsem letu. Vključen je tudi sektor zaposlitve delavca (po standardni klasifikaciji dejavnosti). Statistični urad RS z uporabo te povezane zbirke podatkov občasno (na zahtevo) pripravi tabele. Pri podatkih o plačah tako obstaja razlikovanje glede na sektor zaposlitve (javno, zasebno) in spol, podatki pa so predstavljeni v tabeli s 14 dohodkovnimi razredi (intervali). Tabele vključujejo razčlenjene vire dohodka, ki so obdavčeni z dohodnino, akontacijo dohodnine in prispevke za socialno varnost. 3 Tabele, ki jih je posredoval Statistični urad RS, in osnovni podatki (individualne napovedi za odmero dohodnine) vključujejo le dohodke, ki so vključeni v obračun dohodnine. Tako večina socialnih prejemkov ni vključena, prav tako je dejansko obdavčenih le majhno število pokojnin. Poleg tega se je precej spreminjala davčna obravnava dohodkov iz kapitala, kar opisujemo v četrtem poglavju. 3 Viri podatkov za analizo Naš vir podatkov so veliki naključni vzorci, ki jih zagotavlja Finančna uprava RS (FURS). Ti vzorci so tvorjeni iz dohodninskih datotek. Podatki od leta 1991 do 2004 temeljijo na 5-odstotnem vzorcu, kar pomeni, da je v vzorec vključenih približno 60.000 oseb, zavezanih za plačilo dohodnine. Od leta 2005 se je velikost vzorcev povečala na 10 %. Od leta 2015 so v vzorcu vse osebe, ki so prejele kakršen koli obdavčljiv dohodek, medtem ko so bile pred letom 2015 v zbirko FURS vključene samo osebe, ki so morale izpolniti davčno napoved. FURS je vzorce primerno anonimiziral, tako da sta od nedenarnih podatkov vključena le leto rojstva in spol davčnega zavezanca. Naša analiza bo zajemala leta 2003, 2004, 2005 in 2016. Za takšno izbiro let obstaja razlog. V letih 2003, 2004 in 2005 so bili skoraj vsi viri dohodka od kapitala vključeni v celovit sistem obdavčitve z dohodnino, kar pomeni, da so bili vključeni v davčno osnovo in obdavčeni skladno z dohodninsko lestvico. 4 Leto 2005 pomeni zadnje leto celovite dohodnine, saj je od leta 2006 večina oblik dohodka od kapitala predmet cedularne obdavčitve in ni vključena v obračun dohodnine. 5 T ežava primerljivosti 3 Analiza teh tabel je predstavljena v: Stanovnik in Verbič (2005) ter Stanovnik in Verbič (2013). 4 V četrtem poglavju pojasnjujemo, kateri dohodki od kapitala so bili izvzeti. 5 Napoved za odmero dohodnine za leto 2006 je vključevala le dva vira dohodka od kapitala: a) dohodke iz oddajanja premoženja v najem vzorcev je rešena le za leto 2016, saj so le za to leto k osnovni dohodninski datoteki »prilepljeni« ustrezni podatki o dohodkih od kapitala, ki so na voljo v drugih datotekah. Tako so bili za osebe, vključene v vzorec za leto 2016, vključeni vsi obdavčljivi dohodki, tudi tisti, ki so obdavčeni cedularno. 6 4 Nekatera opažanja glede nabora podatkov in obravnavanja dohodka od kapitala Naši vzorci vsebujejo zelo raznolik nabor davčnih zavezancev, za katere velja tudi različna davčna obravnava. Vse zaposlene osebe morajo izpolniti napoved za odmero dohodnine, če je njihov letni dohodek večji od splošne osebne olajšave. 7 Upokojenci so druga največja skupina prejemnikov dohodka, njihova davčna obravnava pa se precej razlikuje od obravnave zaposlenih. V praksi to pomeni, da dohodnino dejansko plačajo samo upokojenci z visokimi dohodki in zato so v letih 2003–2005 le ti upokojenci vključeni v dohodninsko datoteko. 8 Podobno je bila skupina samozaposlenih oseb, ki je bila sestavljena iz več podskupin, podvržena zelo velikodušni obravnavi stroškov, ki so nastali v njihovi poslovni dejavnosti. Zaradi navedenih razlogov so bile naše analize dohodka in dohodkovne neenakosti v Sloveniji »tradicionalno« omejene na skupino prejemnikov plač, torej oseb, ki so v svojih napovedih za odmero dohodnine izkazale pozitiven znesek plače ali nadomestila plač. 9 Z dodajanjem virov dohodka od kapitala k zbirki dohodninskih podatkov za leto 2016 se ohranja primerljivost z zbirkami podatkov za leta 2003, 2004 in 2005, saj so tako načeloma vključeni vsi dohodki od dela in kapitala ter so predmet dohodnine. Kljub vsemu je treba upoštevati, da se je obseg vključevanja tako posameznih virov dohodka kot tudi davčnih olajšav za nekatere vire dohodka od kapitala skozi leta spreminjal. Pred letom 2005 so bile obdavčene samo obresti za posojila, obresti na bančne depozite pa niso bile obdavčene. Obdavčitev obresti se je začela leta 2005 z in b) avtorske honorarje. Od leta 2013 so tudi dohodki iz oddajanja premoženja v najem obdavčeni s cedularno dohodnino, tako da so v sistemu celovite dohodnine ostali le avtorski honorarji. 6 Dodajanje dohodkov od kapitala k dohodkom, ki so obdavčeni v sistemu celovite dohodnine, je mogoče za celotno obdobje po letu 2006, kar bo mogoče storiti v prihodnje. 7 Od leta 2007 od FURS-a vsi davčni zavezanci prejmejo informativni izračun dohodnine, ki postane odločba za odmero dohodnine, če se davčni zavezanec z njim strinja. 8 Za pokojnine v Sloveniji še vedno velja »socialistični« neto načelo. Dohodninska pravila za pokojnine so: upokojenci, ki prejemajo pokojnine, so upravičeni do osebne olajšave in do upokojenske olajšave v višini 13,5 % izplačane pokojnine. Leta 2016 je dohodnino plačala le četrtina upokojencev. 9 Pravilo je bilo prvič uveljavljeno v: Stanovnik in Verbič (2005). 26 IB Revija 1/2019 uvedbo novega Zakona o dohodnini (ZDoh-1), a je bila davčna obravnava dokaj ugodna, z velikimi davčnimi olajšavami in le delnim vključevanjem obresti v davčno osnovo. 10 Z uvedbo novega Zakona o dohodnini (ZDoh- 2) leta 2007 so bile ohranjene le velikodušne davčne olajšave. 11 Leta 2005 je bila z uvedbo ZDoh-1 ukinjena zelo široka opredelitev premoženjskih pravic, saj je bila uvedena manj ugodna davčna obravnava tega vira dohodka. 12 Posledično je bila večina tega vira dohodka opredeljena kot dohodek iz dela. 13 Davčna obravnava dohodkov iz vzajemnih skladov je bila kratkotrajna »novost«, uvedena v Zakonu o dohodnini iz leta 2005 (ZDoh-1), saj je bil po uvedbi novega Zakona o dohodnini (ZDoh-2) leta 2006 ta vir dohodka obravnavan kot plačilo obresti ali dividend. Te spremembe je treba upoštevati pri analizi strukture dohodka od kapitala, ki je predstavljena v tabeli 1. Vključeni so dohodki od kapitala vseh fizičnih oseb, ki so bile zavezanci za dohodnino. Struktura dohodkov od kapitala temelji na podatkih Ministrstva za finance (stolpec A) in na vzorčnih podatkih (stolpec B). Podatki iz tabele 1 kažejo, da je ujemanje med podatki Ministrstva za finance in vzorčnimi podatki zadovoljivo. Večji padec deleža dohodkov iz avtorskih honorarjev leta 2005 je, kot že navedeno, posledica dokončne spremembe in manj ugodne davčne obravnave, ki je večji del tega »kapitalskega« dohodka preusmerila k dohodku iz dela. Podobno je veliko povečanje deleža plačil obresti leta 2005 posledica vključitve obresti na bančne hranilne vloge v obdavčitev. 10 141. člen 141, ZDoh-1. 11 Davčna olajšava je znašala 1000 EUR. 12 V Zakonu o dohodnini iz leta 1993 je davčna olajšava tega dohodka znašala 40 % dohodka, od leta 2005 pa le 10 %. 13 Ta dohodek se je začel obravnavati bodisi kot dohodek iz zaposlitve (1109) ali kot dohodek iz drugega pogodbenega razmerja (1230). 5. Struktura in porazdelitev bruto dohodka Tabela 2 prikazuje strukturo bruto dohodka prejemnikov plač po kvintilnih razredih. Na podlagi tabele 2 lahko ugotovimo, da je bila struktura bruto dohodka prejemnikov plač v letih 2003, 2004 in 2005 dokaj stabilna. Delež dohodkov iz kapitala v bruto dohodku se je stalno povečeval z naraščajočim dohodkom, tj. s prehajanjem iz nižje v višjo dohodkovno skupino. Tudi pri najvišjem 1  % prejemnikov plač je delež dohodkov od kapitala še vedno znašal skromnih 10–11  % bruto dohodka te dohodkovne skupine. Leta 2016 je bil delež kapitalskih dohodkov (v bruto dohodku) v prvih štirih kvintilnih razredih dokaj majhen, a je v najvišjem kvintilnem razredu znašal že 6,52  %, medtem ko je na samem vrhu dohodkovne porazdelitve (najvišji 1 %) znašal že 27,2 % njihovega bruto dohodka. Delež dohodkov iz kapitala v celotnem bruto dohodku prejemnikov plač je v letih stalno naraščal. Če upoštevamo, da je v letih 2003 in 2004 dohodek iz premoženjskih pravic (avtorski honorarji) pomenil približno 50 % celotnega dohodka od kapitala in je bila leta 2005 večina tega dohodka na novo opredeljena kot dohodek iz dela (kar bi moral biti že na začetku zakonodaje o dohodnini), se je delež dohodka iz kapitala v celotnem bruto dohodku prejemnikov plač povečal s približno1,1 % leta 2003 na približno 3,1 % leta 2016. Tabela 3 prikazuje porazdelitev dohodka iz dela, dohodka iz kapitala, mešanega dohodka in drugih dohodkov (obdavčenih z dohodnino). Zelo veliko povečanje koncentracije dohodkov iz kapitala v letu 2016 ni presenetljivo, če upoštevamo strukturo dohodka, ki je prikazana v tabeli 2. V letih 2003, 2004 in 2005 je delež dohodka iz kapitala, ki so ga prejeli najvišji prejemniki plač (najvišji 1 %), znašal 25–30  % celotne mase kapitalskih dohodkov, ki so jih prejeli vsi prejemniki plač. Leta 2016 je najvišji 1 % prejemnikov plač prejel približno 64 % vseh kapitalskih dohodkov. Tabela 1: Struktura dohodkov od kapitala, vse fizične osebe, obdavčene z dohodnino 2003 2004 2005 2016 A B A B A B A B Dohodek iz oddajanja premoženja v najem 26,4 27,3 25,0 26,9 26,7 26,9 29,8 24,9 Dohodek iz premoženjskih pravic 49,8 49,0 54,0 49,3 4,5 4,5 1,6 0,9 Obresti 0,3 0,3 0,4 0,4 36,0 33,9 11,1 12,4 Dividende 20,6 21,1 23,2 19,3 25,0 26,0 40,2 44,6 Dohodki iz vzajemnih skladov - - - - 2,6 2,4 - - Kapitalski dobički 2,8 2,3 3,6 4,0 5,2 6,4 17,3 17,1 Skupaj 100 100 100 100 100 100 100 100 Stolpec A: Ministrstvo za finance. Stolpec B: Podatki iz dohodninskega vzorca. 27 IB Revija 1/2019 Delež dohodka iz dela v najnižjem in najvišjem kvintilnem razredu se je leta 2016 v primerjavi z letom 2005 nekoliko zmanjšal. Uvedba zakonodaje o minimalni plači in njen učinek na delež dohodka iz dela v najnižjem kvintilnem razredu še ni vidna, zato bo zanimivo, če bo zakonodaja vplivala na gibanje tega deleža v prihodnje. Tabela 4 prikazuje porazdelitev bruto dohodka, akontacije dohodnine, plačane dohodnine in delojemalčevih prispevkov za socialno varnost po kvintilnih razredih. Praviloma nižje dohodkovne skupine prejemajo povračila dohodnine, višje dohodkovne skupine pa doplačajo med letom premalo plačano dohodnino. Razlika med akontacijo dohodnine in obračunano dohodnino je še posebej velika v prvem kvintilnem razredu. Tako je leta 2016 v tem dohodkovnem razredu delež akontacije dohodnine znašal 2,91  %, medtem ko je bil delež obračunane dohodnine le 0,69 %. 14 Razlike v deležu delodajalčevih prispevkov za socialno varnost (v celotni masi delodajalčevih prispevkov za socialno varnost) in deležu bruto dohodka (v celotni masi bruto dohodka) odražajo obseg dohodkov, ki niso obremenjeni s socialnimi prispevki, v danem kvintilnem razredu. Tako so leta 2016 posamezniki, ki sodijo v najvišji 1 % prejemnikov plač, prejeli 7,19 % celotnega bruto dohodka, plačali pa so le 5,32 % vseh delodajalčevih prispevkov za socialno varnost. To je posledica dejstva, da ta dohodkovni razred prejema velik znesek dohodka od kapitala (ki ni podvržen plačilom socialnih prispevkov), pa tudi nekatere vire dohodka iz dela, za katere ni treba plačati prispevkov za socialno varnost. 14 Razlog za tako veliko razliko v najnižjem kvintilnem razredu je v dejstvu, da veliko teh zavezancev za dohodnino med letom ne prijavi relativno velikodušnih davčnih olajšav in se raje odloči za enkratno povračilo med letom preplačane dohodnine. Več o tem v: Stanovnik in Verbič (2014: 458). Tabela 2: Struktura bruto dohodka po kvintilnih razredih Najnižjih 20 % Kvintilni razred 2 do 4 Najvišjih 20 % Najvišjih 5 % Najvišjih 1 % Skupaj 2003 Dohodek iz dela 99,03 98,85 94,89 92,41 89,84 97,18 Dohodek iz kapitala 0,30 0,72 4,31 6,63 9,08 2,22 Mešani dohodek 0,67 0,43 0,79 0,96 1,08 0,60 Skupaj 100 100 100 100 100 100 2004 Dohodek iz dela 98,97 98,74 94,34 91,39 88,26 96,87 Dohodek iz kapitala 0,37 0,77 5,07 8,03 11,27 2,58 Mešani dohodek 0,66 0,49 0,59 0,59 0,47 0,55 Skupaj 100 100 100 100 100 100 2005 Dohodek iz dela 98,66 98,21 94,91 92,30 88,65 96,84 Dohodek iz kapitala 0,51 1,03 3,99 6,35 9,99 2,25 Mešani dohodek 0,75 0,68 0,92 1,10 0,88 0,79 Ostali dohodek (obdavčen z dohodnino) 0,08 0,09 0,18 0,25 0,48 0,13 Skupaj 100 100 100 100 100 100 2016 Dohodek iz dela 98,31 98,28 91,04 83,85 71,25 95,22 Dohodek iz kapitala 0,34 0,56 6,52 13,12 27,20 3,07 Mešani dohodek 1,21 0,79 0,95 0,93 0,51 0,88 Ostali dohodek (obdavčen z dohodnino) 0,14 0,37 1,49 2,10 1,04 0,83 Skupaj 100 100 100 100 100 100 Vir: Podatki iz dohodninskega vzorca, FURS. Opomba: vključeni so le prejemniki plač. Dohodki iz dela: plače, nadomestila in drugi prejemki, povezani s plačami, pokojnine. Dohodki iz kapitala: dividende, obresti, najemnine, kapitalski dobički (glej tabelo 1). Mešani dohodek: dohodki samozaposlenih, katastrski dohodek. Ostali dohodki (obdavčeni z dohodnino): darila, nagrade (ki niso povezane z zaposlitvijo), nekatere štipendije, preživnine. 28 IB Revija 1/2019 Porazdelitev dohodka po kvintilnih razredih se je zelo malo spreminjala. Tako se delež dohodka v najnižjem kvintilnem razredu giblje približno 7,5 % (najnižji je bil 7,1 % leta 2016), delež dohodka, ki ga prejmejo srednji kvintilni razredi (drugi, tretji in četrti kvintilni razred skupaj) znaša približno 50 % (najvišji je bil 50,53 % leta 2016), medtem ko je najvišji kvintilni razred prejel med 42 % in 43 % celotnega dohodka. Kljub relativno veliki stabilnosti bi bila zanimiva analiza opaznega znižanja deleža dohodka v prvem kvintilnem razredu (s 7,63  % v letu 2005 na 7,14 % v letu 2016) in povečanja deleža dohodka, ki ga je prejel najvišji 1 % prejemnikov plač (s 6,41 % leta 2005 na 7,19 % leta 2016). 6 Dohodkovna neenakost in davčna progresivnost Tabela 5 vsebuje nekaj nadaljnjih elementov za analizo neenakosti dohodka in davčne progresivnosti. Ginijev koeficient bruto dohodka, ki je agregatna mera neenakosti, je bil v tem času dokaj stabilen. Znano je dejstvo, da je ta mera neenakosti najbolj občutljiva za spremembe na sredini dohodkovne porazdelitve. Posledično so spremembe na dnu (prvi kvintilni razred) in na samem vrhu (zgornji 1 %) dohodkovne porazdelitve, ki smo jih opazili leta 2016, povzročile precej majhno povišanje Ginijevega koeficienta, in sicer z 0,345 leta 2005 na 0,349 leta 2016. Spremembe koeficienta koncentracije za plačano dohodnino lahko preprosto pojasnimo. Veliko povečanje tega koeficienta v letu 2005 je nedvomno povzročila uvedba novega Zakona o dohodnini (ZDoh-1), ki je zelo povečala osebno olajšavo. Zakonodajne spremembe v letih 2008 (uvedba diferencirane osebne olajšave) in 2010 (veliko povečanje osebne olajšave za davkoplačevalce z nizkimi dohodki) so povzročile nadaljnje povečanje koeficienta koncentracije za plačano dohodnino. Navedeno povečanje koeficienta koncentracije za plačano dohodnino preprosto pomeni, da premožnejši plačujejo relativno več davkov (kot odstotek svojega bruto dohodka) kot revnejši. Kljub temu povečanju koeficienta koncentracije za plačano dohodnino se je koeficient koncentracije za neto dohodek leta 2016 dejansko povečal. Kako lahko razložimo ta na videz paradoksalen rezultat? Zapišimo Raovo identiteto: 8 Vir: Podatki iz dohodninskega vzorca, FURS. Opomba: vključeni so le prejemniki plač. Navedeno povečanje koeficienta koncentracije za plačano dohodnino preprosto pomeni, da premožnejši plačujejo relativno več davkov (kot odstotek svojega bruto dohodka) kot revnejši. Kljub temu povečanju koeficienta koncentracije za plačano dohodnino se je koeficient koncentracije za neto dohodek leta 2016 dejansko povečal. Kako lahko razložimo ta na videz paradoksalen rezultat? Zapišimo Raovo identiteto: x k x C G k    = , kjer je 𝜇𝜇 𝑘𝑘 = povprečna vrednost vira dohodka k, 𝜇𝜇 = povprečna vrednost skupnega bruto dohodka in torej: μ k μ = delež vira dohodka k v skupnem bruto dohodku, x G = Ginijev koeficient za bruto dohodek (x), = x k C Koeficient koncentracije za vir dohodka k, ki je razvrščen po viru dohodka x. Če označimo k = N (za neto dohodek), k = s (za prispevke za socialno varnosti) in k = t (za dohodnino), lahko zapišemo: x N C = N   ( x G –   s x s C –   t x t C ), torej x N C = N   x G – N s   x s C – N t   x t C . Ob predpostavki nespremenjenih deležev dohodka, tj. nespremenjenih μ k μ , lahko to enačbo zapišemo kot:  x N C = N    x G – N s    x s C – N t    x t C Enačba nam pokaže, kako zvišanje koeficienta koncentracije za dohodnino (  x t C > 0) leta 2016 ni bilo zadosti veliko, da bi izničilo učinek povečanja Ginijevega koeficienta in znižanja koeficienta koncentracije za delojemalčeve prispevke za socialno varnost leta 2016 (glej tabelo 5). Kako razložimo znižanje koeficienta koncentracije za delojemalčeve prispevke za socialno varnost? Glede na to, da se prispevki za socialno varnost ne plačujejo od dohodka iz kapitala, da se je delež dohodka iz kapitala v bruto dohodku prejemnikov plač povečal in da je kapitalski dohodek postal nakopičen na vrhu dohodkovne razdelitve, zmanjšanje koeficienta koncentracije za delojemalčeve prispevke za socialno varnost skoraj ne preseneča. Očitno večji koeficient koncentracije za dohodnino glede na Ginijev koeficient za bruto dohodek kaže, da je davčni sistem progresiven (tj. delež davkov v bruto dohodku bogatejših je večji od deleža davkov v bruto dohodku revnejših). Če je koeficient koncentracije dohodnine enak Ginijevemu koeficientu bruto dohodka, je davčni sistem sorazmeren, kar pomeni, da davki pomenijo enak delež dohodka tako revnih kot bogatih. Če je koeficient koncentracije za dohodnino manjši od Ginijevega koeficienta za bruto dohodek, potem je davčni sistem regresiven, kar pomeni, da je delež davkov v bruto dohodku revnejših večji od deleža davkov v dohodku bogatejših. Tabela 3: Porazdelitev dohodkov iz dela, dohodkov iz kapitala, mešanih dohodkov in ostalih dohodkov (obdavčenih z dohodnino) po kvintilnih razredih Najnižjih 20 % Kvintilni razred 2 do 4 Najvišjih 20 % Najvišjih 5 % Najvišjih 1 % 2003 Dohodek iz dela 7,66 50,85 41,49 17,11 5,82 Dohodek iz kapitala 1,01 16,29 82,69 53,82 25,80 Mešani dohodek 8,34 35,78 55,89 28,71 11,27 2004 Dohodek iz dela 7,75 50,61 41,64 17,30 5,95 Dohodek iz kapitala 1,09 14,90 84,00 57,01 28,52 Mešani dohodek 9,12 44,59 46,29 19,67 5,66 2005 Dohodek iz dela 7,77 50,49 41,73 17,28 5,87 Dohodek iz kapitala 1,73 22,73 75,54 51,19 28,47 Mešani dohodek 7,26 42,93 49,81 25,22 7,15 Ostali dohodek (obdavčen z dohodnino) 5,03 35,01 59,96 36,87 24,70 2016 Dohodek iz dela 7,38 52,16 40,47 16,01 5,38 Dohodek iz kapitala 0,79 9,30 89,91 77,78 63,73 Mešani dohodek 9,78 44,91 45,31 19,15 4,14 Ostali dohodek (obdavčen z dohodnino) 1,19 22,76 76,05 46,08 9,03 Vir: Podatki iz dohodninskega vzorca, FURS. Opomba: vključeni so le prejemniki plač (glej tabelo 2). 29 IB Revija 1/2019 Tabela 4: Porazdelitev akontacije dohodnine, plačane dohodnine, delojemalčevih prispevkov za socialno varnost in bruto dohodka po kvintilnih razredih Najnižjih 20 % Kvintilni razred 2 do 4 Najvišjih 20 % Najvišjih 5 % Najvišjih 1 % Skupaj 2003 Akontacija dohodnine 4,37 38,08 57,56 29,16 11,81 100 Plačana dohodnina 3,49 36,66 59,85 31,10 12,99 100 Delojemalčevi prispevki 7,39 50,39 42,22 17,38 5,77 100 Bruto dohodek 7,52 49,99 42,49 17,99 6,29 100 2004 Akontacija dohodnine 4,43 37,92 57,65 29,47 12,05 100 Plačana dohodnina 3,48 36,37 60,15 31,68 13,41 100 Delojemalčevi prispevki 7,46 50,15 42,39 17,55 5,95 100 Bruto dohodek 7,58 49,66 42,76 18,34 6,53 100 2005 Akontacija dohodnine 3,63 36,54 59,83 30,60 12,32 100 Plačana dohodnina 2,74 34,42 62,84 33,19 13,98 100 Delojemalčevi prispevki 7,40 50,37 42,15 17,16 5,66 100 Bruto dohodek 7,63 49,79 42,58 18,13 6,41 100 2016 Akontacija dohodnine 2,91 39,43 57,66 30,68 13,67 100 Plačana dohodnina 0,69 37,15 62,16 34,08 15,46 100 Delojemalčevi prispevki 7,14 51,85 41,01 16,17 5,32 100 Bruto dohodek 7,14 50,53 42,32 18,19 7,19 100 Vir: Podatki iz dohodninskega vzorca, FURS. Opomba: vključeni so le prejemniki plač. Tabela 5: Ginijev koeficient za bruto dohodek in koeficienti koncentracije za plačano dohodnino, delojemalčeve prispevke za socialno varnost in neto dohodek Ginijev koeficient za bruto dohodek Koeficient koncentracije za plačano dohodnino Koeficient koncentracije za delojemal. prisp. Koeficient koncentracije za neto dohodek 2003 0,346 0,549 0,346 0,302 2004 0,347 0,552 0,346 0,303 2005 0,345 0,586 0,344 0,298 2016 0,349 0,604 0,337 0,308 Vir: Podatki iz dohodninskega vzorca, FURS. Opomba: vključeni so le prejemniki plač. Tabela 6: Delež plačane dohodnine, delojemalčevih prispevkov za socialno varnost in neto dohodka Plačana dohodnina Delojemalčevi prispevki Neto dohodek Bruto dohodek 2003 0,141 0,201 0,658 1,00 2004 0,143 0,201 0,657 1,00 2005 0,133 0,199 0,668 1,00 2016 0,120 0,197 0,683 1,00 Vir: Podatki iz dohodninskega vzorca, FURS. Opomba: vključeni so le prejemniki plač. 30 IB Revija 1/2019 kjer je 8 Vir: Podatki iz dohodninskega vzorca, FURS. Opomba: vključeni so le prejemniki plač. Navedeno povečanje koeficienta koncentracije za plačano dohodnino preprosto pomeni, da premožnejši plačujejo relativno več davkov (kot odstotek svojega bruto dohodka) kot revnejši. Kljub temu povečanju koeficienta koncentracije za plačano dohodnino se je koeficient koncentracije za neto dohodek leta 2016 dejansko povečal. Kako lahko razložimo ta na videz paradoksalen rezultat? Zapišimo Raovo identiteto: x k x C G k    = , kjer je 𝜇𝜇 𝑘𝑘 = povprečna vrednost vira dohodka k, 𝜇𝜇 = povprečna vrednost skupnega bruto dohodka in torej: μ k μ = delež vira dohodka k v skupnem bruto dohodku, x G = Ginijev koeficient za bruto dohodek (x), = x k C Koeficient koncentracije za vir dohodka k, ki je razvrščen po viru dohodka x. Če označimo k = N (za neto dohodek), k = s (za prispevke za socialno varnosti) in k = t (za dohodnino), lahko zapišemo: x N C = N   ( x G –   s x s C –   t x t C ), torej x N C = N   x G – N s   x s C – N t   x t C . Ob predpostavki nespremenjenih deležev dohodka, tj. nespremenjenih μ k μ , lahko to enačbo zapišemo kot:  x N C = N    x G – N s    x s C – N t    x t C Enačba nam pokaže, kako zvišanje koeficienta koncentracije za dohodnino (  x t C > 0) leta 2016 ni bilo zadosti veliko, da bi izničilo učinek povečanja Ginijevega koeficienta in znižanja koeficienta koncentracije za delojemalčeve prispevke za socialno varnost leta 2016 (glej tabelo 5). Kako razložimo znižanje koeficienta koncentracije za delojemalčeve prispevke za socialno varnost? Glede na to, da se prispevki za socialno varnost ne plačujejo od dohodka iz kapitala, da se je delež dohodka iz kapitala v bruto dohodku prejemnikov plač povečal in da je kapitalski dohodek postal nakopičen na vrhu dohodkovne razdelitve, zmanjšanje koeficienta koncentracije za delojemalčeve prispevke za socialno varnost skoraj ne preseneča. Očitno večji koeficient koncentracije za dohodnino glede na Ginijev koeficient za bruto dohodek kaže, da je davčni sistem progresiven (tj. delež davkov v bruto dohodku bogatejših je večji od deleža davkov v bruto dohodku revnejših). Če je koeficient koncentracije dohodnine enak Ginijevemu koeficientu bruto dohodka, je davčni sistem sorazmeren, kar pomeni, da davki pomenijo enak delež dohodka tako revnih kot bogatih. Če je koeficient koncentracije za dohodnino manjši od Ginijevega koeficienta za bruto dohodek, potem je davčni sistem regresiven, kar pomeni, da je delež davkov v bruto dohodku revnejših večji od deleža davkov v dohodku bogatejših. = povprečna vrednost vira dohodka k, 8 Vir: Podatki iz dohodninskega vzorca, FURS. Opomba: vključeni so le prejemniki plač. Navedeno povečanje koeficienta koncentracije za plačano dohodnino preprosto pomeni, da premožnejši plačujejo relativno več davkov (kot odstotek svojega bruto dohodka) kot revnejši. Kljub temu povečanju koeficienta koncentracije za plačano dohodnino se je koeficient koncentracije za neto dohodek leta 2016 dejansko povečal. Kako lahko razložimo ta na videz paradoksalen rezultat? Zapišimo Raovo identiteto: x k x C G k    = , kjer je 𝜇𝜇 𝑘𝑘 = povprečna vrednost vira dohodka k, 𝜇𝜇 = povprečna vrednost skupnega bruto dohodka in torej: μ k μ = delež vira dohodka k v skupnem bruto dohodku, x G = Ginijev koeficient za bruto dohodek (x), = x k C Koeficient koncentracije za vir dohodka k, ki je razvrščen po viru dohodka x. Če označimo k = N (za neto dohodek), k = s (za prispevke za socialno varnosti) in k = t (za dohodnino), lahko zapišemo: x N C = N   ( x G –   s x s C –   t x t C ), torej x N C = N   x G – N s   x s C – N t   x t C . Ob predpostavki nespremenjenih deležev dohodka, tj. nespremenjenih μ k μ , lahko to enačbo zapišemo kot:  x N C = N    x G – N s    x s C – N t    x t C Enačba nam pokaže, kako zvišanje koeficienta koncentracije za dohodnino (  x t C > 0) leta 2016 ni bilo zadosti veliko, da bi izničilo učinek povečanja Ginijevega koeficienta in znižanja koeficienta koncentracije za delojemalčeve prispevke za socialno varnost leta 2016 (glej tabelo 5). Kako razložimo znižanje koeficienta koncentracije za delojemalčeve prispevke za socialno varnost? Glede na to, da se prispevki za socialno varnost ne plačujejo od dohodka iz kapitala, da se je delež dohodka iz kapitala v bruto dohodku prejemnikov plač povečal in da je kapitalski dohodek postal nakopičen na vrhu dohodkovne razdelitve, zmanjšanje koeficienta koncentracije za delojemalčeve prispevke za socialno varnost skoraj ne preseneča. Očitno večji koeficient koncentracije za dohodnino glede na Ginijev koeficient za bruto dohodek kaže, da je davčni sistem progresiven (tj. delež davkov v bruto dohodku bogatejših je večji od deleža davkov v bruto dohodku revnejših). Če je koeficient koncentracije dohodnine enak Ginijevemu koeficientu bruto dohodka, je davčni sistem sorazmeren, kar pomeni, da davki pomenijo enak delež dohodka tako revnih kot bogatih. Če je koeficient koncentracije za dohodnino manjši od Ginijevega koeficienta za bruto dohodek, potem je davčni sistem regresiven, kar pomeni, da je delež davkov v bruto dohodku revnejših večji od deleža davkov v dohodku bogatejših. = povprečna vrednost skupnega bruto dohodka in torej: 8 Vir: Podatki iz dohodninskega vzorca, FURS. Opomba: vključeni so le prejemniki plač. Navedeno povečanje koeficienta koncentracije za plačano dohodnino preprosto pomeni, da premožnejši plačujejo relativno več davkov (kot odstotek svojega bruto dohodka) kot revnejši. Kljub temu povečanju koeficienta koncentracije za plačano dohodnino se je koeficient koncentracije za neto dohodek leta 2016 dejansko povečal. Kako lahko razložimo ta na videz paradoksalen rezultat? Zapišimo Raovo identiteto: x k x C G k    = , kjer je 𝜇𝜇 𝑘𝑘 = povprečna vrednost vira dohodka k, 𝜇𝜇 = povprečna vrednost skupnega bruto dohodka in torej: μ k μ = delež vira dohodka k v skupnem bruto dohodku, x G = Ginijev koeficient za bruto dohodek (x), = x k C Koeficient koncentracije za vir dohodka k, ki je razvrščen po viru dohodka x. Če označimo k = N (za neto dohodek), k = s (za prispevke za socialno varnosti) in k = t (za dohodnino), lahko zapišemo: x N C = N   ( x G –   s x s C –   t x t C ), torej x N C = N   x G – N s   x s C – N t   x t C . Ob predpostavki nespremenjenih deležev dohodka, tj. nespremenjenih μ k μ , lahko to enačbo zapišemo kot:  x N C = N    x G – N s    x s C – N t    x t C Enačba nam pokaže, kako zvišanje koeficienta koncentracije za dohodnino (  x t C > 0) leta 2016 ni bilo zadosti veliko, da bi izničilo učinek povečanja Ginijevega koeficienta in znižanja koeficienta koncentracije za delojemalčeve prispevke za socialno varnost leta 2016 (glej tabelo 5). Kako razložimo znižanje koeficienta koncentracije za delojemalčeve prispevke za socialno varnost? Glede na to, da se prispevki za socialno varnost ne plačujejo od dohodka iz kapitala, da se je delež dohodka iz kapitala v bruto dohodku prejemnikov plač povečal in da je kapitalski dohodek postal nakopičen na vrhu dohodkovne razdelitve, zmanjšanje koeficienta koncentracije za delojemalčeve prispevke za socialno varnost skoraj ne preseneča. Očitno večji koeficient koncentracije za dohodnino glede na Ginijev koeficient za bruto dohodek kaže, da je davčni sistem progresiven (tj. delež davkov v bruto dohodku bogatejših je večji od deleža davkov v bruto dohodku revnejših). Če je koeficient koncentracije dohodnine enak Ginijevemu koeficientu bruto dohodka, je davčni sistem sorazmeren, kar pomeni, da davki pomenijo enak delež dohodka tako revnih kot bogatih. Če je koeficient koncentracije za dohodnino manjši od Ginijevega koeficienta za bruto dohodek, potem je davčni sistem regresiven, kar pomeni, da je delež davkov v bruto dohodku revnejših večji od deleža davkov v dohodku bogatejših. = delež vira dohodka k v skupnem bruto dohodku, 8 Vir: Podatki iz dohodninskega vzorca, FURS. Opomba: vključeni so le prejemniki plač. Navedeno povečanje koeficienta koncentracije za plačano dohodnino preprosto pomeni, da premožnejši plačujejo relativno več davkov (kot odstotek svojega bruto dohodka) kot revnejši. Kljub temu povečanju koeficienta koncentracije za plačano dohodnino se je koeficient koncentracije za neto dohodek leta 2016 dejansko povečal. Kako lahko razložimo ta na videz paradoksalen rezultat? Zapišimo Raovo identiteto: x k x C G k    = , kjer je 𝜇𝜇 𝑘𝑘 = povprečna vrednost vira dohodka k, 𝜇𝜇 = povprečna vrednost skupnega bruto dohodka in torej: μ k μ = delež vira dohodka k v skupnem bruto dohodku, x G = Ginijev koeficient za bruto dohodek (x), = x k C Koeficient koncentracije za vir dohodka k, ki je razvrščen po viru dohodka x. Če označimo k = N (za neto dohodek), k = s (za prispevke za socialno varnosti) in k = t (za dohodnino), lahko zapišemo: x N C = N   ( x G –   s x s C –   t x t C ), torej x N C = N   x G – N s   x s C – N t   x t C . Ob predpostavki nespremenjenih deležev dohodka, tj. nespremenjenih μ k μ , lahko to enačbo zapišemo kot:  x N C = N    x G – N s    x s C – N t    x t C Enačba nam pokaže, kako zvišanje koeficienta koncentracije za dohodnino (  x t C > 0) leta 2016 ni bilo zadosti veliko, da bi izničilo učinek povečanja Ginijevega koeficienta in znižanja koeficienta koncentracije za delojemalčeve prispevke za socialno varnost leta 2016 (glej tabelo 5). Kako razložimo znižanje koeficienta koncentracije za delojemalčeve prispevke za socialno varnost? Glede na to, da se prispevki za socialno varnost ne plačujejo od dohodka iz kapitala, da se je delež dohodka iz kapitala v bruto dohodku prejemnikov plač povečal in da je kapitalski dohodek postal nakopičen na vrhu dohodkovne razdelitve, zmanjšanje koeficienta koncentracije za delojemalčeve prispevke za socialno varnost skoraj ne preseneča. Očitno večji koeficient koncentracije za dohodnino glede na Ginijev koeficient za bruto dohodek kaže, da je davčni sistem progresiven (tj. delež davkov v bruto dohodku bogatejših je večji od deleža davkov v bruto dohodku revnejših). Če je koeficient koncentracije dohodnine enak Ginijevemu koeficientu bruto dohodka, je davčni sistem sorazmeren, kar pomeni, da davki pomenijo enak delež dohodka tako revnih kot bogatih. Če je koeficient koncentracije za dohodnino manjši od Ginijevega koeficienta za bruto dohodek, potem je davčni sistem regresiven, kar pomeni, da je delež davkov v bruto dohodku revnejših večji od deleža davkov v dohodku bogatejših. = Ginijev koeficient za bruto dohodek (x), 8 Vir: Podatki iz dohodninskega vzorca, FURS. Opomba: vključeni so le prejemniki plač. Navedeno povečanje koeficienta koncentracije za plačano dohodnino preprosto pomeni, da premožnejši plačujejo relativno več davkov (kot odstotek svojega bruto dohodka) kot revnejši. Kljub temu povečanju koeficienta koncentracije za plačano dohodnino se je koeficient koncentracije za neto dohodek leta 2016 dejansko povečal. Kako lahko razložimo ta na videz paradoksalen rezultat? Zapišimo Raovo identiteto: x k x C G k    = , kjer je 𝜇𝜇 𝑘𝑘 = povprečna vrednost vira dohodka k, 𝜇𝜇 = povprečna vrednost skupnega bruto dohodka in torej: μ k μ = delež vira dohodka k v skupnem bruto dohodku, x G = Ginijev koeficient za bruto dohodek (x), = x k C Koeficient koncentracije za vir dohodka k, ki je razvrščen po viru dohodka x. Če označimo k = N (za neto dohodek), k = s (za prispevke za socialno varnosti) in k = t (za dohodnino), lahko zapišemo: x N C = N   ( x G –   s x s C –   t x t C ), torej x N C = N   x G – N s   x s C – N t   x t C . Ob predpostavki nespremenjenih deležev dohodka, tj. nespremenjenih μ k μ , lahko to enačbo zapišemo kot:  x N C = N    x G – N s    x s C – N t    x t C Enačba nam pokaže, kako zvišanje koeficienta koncentracije za dohodnino (  x t C > 0) leta 2016 ni bilo zadosti veliko, da bi izničilo učinek povečanja Ginijevega koeficienta in znižanja koeficienta koncentracije za delojemalčeve prispevke za socialno varnost leta 2016 (glej tabelo 5). Kako razložimo znižanje koeficienta koncentracije za delojemalčeve prispevke za socialno varnost? Glede na to, da se prispevki za socialno varnost ne plačujejo od dohodka iz kapitala, da se je delež dohodka iz kapitala v bruto dohodku prejemnikov plač povečal in da je kapitalski dohodek postal nakopičen na vrhu dohodkovne razdelitve, zmanjšanje koeficienta koncentracije za delojemalčeve prispevke za socialno varnost skoraj ne preseneča. Očitno večji koeficient koncentracije za dohodnino glede na Ginijev koeficient za bruto dohodek kaže, da je davčni sistem progresiven (tj. delež davkov v bruto dohodku bogatejših je večji od deleža davkov v bruto dohodku revnejših). Če je koeficient koncentracije dohodnine enak Ginijevemu koeficientu bruto dohodka, je davčni sistem sorazmeren, kar pomeni, da davki pomenijo enak delež dohodka tako revnih kot bogatih. Če je koeficient koncentracije za dohodnino manjši od Ginijevega koeficienta za bruto dohodek, potem je davčni sistem regresiven, kar pomeni, da je delež davkov v bruto dohodku revnejših večji od deleža davkov v dohodku bogatejših. = Koeficient koncentracije za vir dohodka k, ki je razvrščen po viru dohodka x. Če označimo k = N (za neto dohodek), k = s (za prispevke za socialno varnosti) in k = t (za dohodnino), lahko zapišemo: 8 Vir: Podatki iz dohodninskega vzorca, FURS. Opomba: vključeni so le prejemniki plač. Navedeno povečanje koeficienta koncentracije za plačano dohodnino preprosto pomeni, da premožnejši plačujejo relativno več davkov (kot odstotek svojega bruto dohodka) kot revnejši. Kljub temu povečanju koeficienta koncentracije za plačano dohodnino se je koeficient koncentracije za neto dohodek leta 2016 dejansko povečal. Kako lahko razložimo ta na videz paradoksalen rezultat? Zapišimo Raovo identiteto: x k x C G k    = , kjer je 𝜇𝜇 𝑘𝑘 = povprečna vrednost vira dohodka k, 𝜇𝜇 = povprečna vrednost skupnega bruto dohodka in torej: μ k μ = delež vira dohodka k v skupnem bruto dohodku, x G = Ginijev koeficient za bruto dohodek (x), = x k C Koeficient koncentracije za vir dohodka k, ki je razvrščen po viru dohodka x. Če označimo k = N (za neto dohodek), k = s (za prispevke za socialno varnosti) in k = t (za dohodnino), lahko zapišemo: x N C = N   ( x G –   s x s C –   t x t C ), torej x N C = N   x G – N s   x s C – N t   x t C . Ob predpostavki nespremenjenih deležev dohodka, tj. nespremenjenih μ k μ , lahko to enačbo zapišemo kot:  x N C = N    x G – N s    x s C – N t    x t C Enačba nam pokaže, kako zvišanje koeficienta koncentracije za dohodnino (  x t C > 0) leta 2016 ni bilo zadosti veliko, da bi izničilo učinek povečanja Ginijevega koeficienta in znižanja koeficienta koncentracije za delojemalčeve prispevke za socialno varnost leta 2016 (glej tabelo 5). Kako razložimo znižanje koeficienta koncentracije za delojemalčeve prispevke za socialno varnost? Glede na to, da se prispevki za socialno varnost ne plačujejo od dohodka iz kapitala, da se je delež dohodka iz kapitala v bruto dohodku prejemnikov plač povečal in da je kapitalski dohodek postal nakopičen na vrhu dohodkovne razdelitve, zmanjšanje koeficienta koncentracije za delojemalčeve prispevke za socialno varnost skoraj ne preseneča. Očitno večji koeficient koncentracije za dohodnino glede na Ginijev koeficient za bruto dohodek kaže, da je davčni sistem progresiven (tj. delež davkov v bruto dohodku bogatejših je večji od deleža davkov v bruto dohodku revnejših). Če je koeficient koncentracije dohodnine enak Ginijevemu koeficientu bruto dohodka, je davčni sistem sorazmeren, kar pomeni, da davki pomenijo enak delež dohodka tako revnih kot bogatih. Če je koeficient koncentracije za dohodnino manjši od Ginijevega koeficienta za bruto dohodek, potem je davčni sistem regresiven, kar pomeni, da je delež davkov v bruto dohodku revnejših večji od deleža davkov v dohodku bogatejših. torej 8 Vir: Podatki iz dohodninskega vzorca, FURS. Opomba: vključeni so le prejemniki plač. Navedeno povečanje koeficienta koncentracije za plačano dohodnino preprosto pomeni, da premožnejši plačujejo relativno več davkov (kot odstotek svojega bruto dohodka) kot revnejši. Kljub temu povečanju koeficienta koncentracije za plačano dohodnino se je koeficient koncentracije za neto dohodek leta 2016 dejansko povečal. Kako lahko razložimo ta na videz paradoksalen rezultat? Zapišimo Raovo identiteto: x k x C G k    = , kjer je 𝜇𝜇 𝑘𝑘 = povprečna vrednost vira dohodka k, 𝜇𝜇 = povprečna vrednost skupnega bruto dohodka in torej: μ k μ = delež vira dohodka k v skupnem bruto dohodku, x G = Ginijev koeficient za bruto dohodek (x), = x k C Koeficient koncentracije za vir dohodka k, ki je razvrščen po viru dohodka x. Če označimo k = N (za neto dohodek), k = s (za prispevke za socialno varnosti) in k = t (za dohodnino), lahko zapišemo: x N C = N   ( x G –   s x s C –   t x t C ), torej x N C = N   x G – N s   x s C – N t   x t C . Ob predpostavki nespremenjenih deležev dohodka, tj. nespremenjenih μ k μ , lahko to enačbo zapišemo kot:  x N C = N    x G – N s    x s C – N t    x t C Enačba nam pokaže, kako zvišanje koeficienta koncentracije za dohodnino (  x t C > 0) leta 2016 ni bilo zadosti veliko, da bi izničilo učinek povečanja Ginijevega koeficienta in znižanja koeficienta koncentracije za delojemalčeve prispevke za socialno varnost leta 2016 (glej tabelo 5). Kako razložimo znižanje koeficienta koncentracije za delojemalčeve prispevke za socialno varnost? Glede na to, da se prispevki za socialno varnost ne plačujejo od dohodka iz kapitala, da se je delež dohodka iz kapitala v bruto dohodku prejemnikov plač povečal in da je kapitalski dohodek postal nakopičen na vrhu dohodkovne razdelitve, zmanjšanje koeficienta koncentracije za delojemalčeve prispevke za socialno varnost skoraj ne preseneča. Očitno večji koeficient koncentracije za dohodnino glede na Ginijev koeficient za bruto dohodek kaže, da je davčni sistem progresiven (tj. delež davkov v bruto dohodku bogatejših je večji od deleža davkov v bruto dohodku revnejših). Če je koeficient koncentracije dohodnine enak Ginijevemu koeficientu bruto dohodka, je davčni sistem sorazmeren, kar pomeni, da davki pomenijo enak delež dohodka tako revnih kot bogatih. Če je koeficient koncentracije za dohodnino manjši od Ginijevega koeficienta za bruto dohodek, potem je davčni sistem regresiven, kar pomeni, da je delež davkov v bruto dohodku revnejših večji od deleža davkov v dohodku bogatejših. Ob predpostavki nespremenjenih deležev dohodka, tj. nespremenjenih 8 Vir: Podatki iz dohodninskega vzorca, FURS. Opomba: vključeni so le prejemniki plač. Navedeno povečanje koeficienta koncentracije za plačano dohodnino preprosto pomeni, da premožnejši plačujejo relativno več davkov (kot odstotek svojega bruto dohodka) kot revnejši. Kljub temu povečanju koeficienta koncentracije za plačano dohodnino se je koeficient koncentracije za neto dohodek leta 2016 dejansko povečal. Kako lahko razložimo ta na videz paradoksalen rezultat? Zapišimo Raovo identiteto: x k x C G k    = , kjer je 𝜇𝜇 𝑘𝑘 = povprečna vrednost vira dohodka k, 𝜇𝜇 = povprečna vrednost skupnega bruto dohodka in torej: μ k μ = delež vira dohodka k v skupnem bruto dohodku, x G = Ginijev koeficient za bruto dohodek (x), = x k C Koeficient koncentracije za vir dohodka k, ki je razvrščen po viru dohodka x. Če označimo k = N (za neto dohodek), k = s (za prispevke za socialno varnosti) in k = t (za dohodnino), lahko zapišemo: x N C = N   ( x G –   s x s C –   t x t C ), torej x N C = N   x G – N s   x s C – N t   x t C . Ob predpostavki nespremenjenih deležev dohodka, tj. nespremenjenih μ k μ , lahko to enačbo zapišemo kot:  x N C = N    x G – N s    x s C – N t    x t C Enačba nam pokaže, kako zvišanje koeficienta koncentracije za dohodnino (  x t C > 0) leta 2016 ni bilo zadosti veliko, da bi izničilo učinek povečanja Ginijevega koeficienta in znižanja koeficienta koncentracije za delojemalčeve prispevke za socialno varnost leta 2016 (glej tabelo 5). Kako razložimo znižanje koeficienta koncentracije za delojemalčeve prispevke za socialno varnost? Glede na to, da se prispevki za socialno varnost ne plačujejo od dohodka iz kapitala, da se je delež dohodka iz kapitala v bruto dohodku prejemnikov plač povečal in da je kapitalski dohodek postal nakopičen na vrhu dohodkovne razdelitve, zmanjšanje koeficienta koncentracije za delojemalčeve prispevke za socialno varnost skoraj ne preseneča. Očitno večji koeficient koncentracije za dohodnino glede na Ginijev koeficient za bruto dohodek kaže, da je davčni sistem progresiven (tj. delež davkov v bruto dohodku bogatejših je večji od deleža davkov v bruto dohodku revnejših). Če je koeficient koncentracije dohodnine enak Ginijevemu koeficientu bruto dohodka, je davčni sistem sorazmeren, kar pomeni, da davki pomenijo enak delež dohodka tako revnih kot bogatih. Če je koeficient koncentracije za dohodnino manjši od Ginijevega koeficienta za bruto dohodek, potem je davčni sistem regresiven, kar pomeni, da je delež davkov v bruto dohodku revnejših večji od deleža davkov v dohodku bogatejših. , lahko to enačbo zapišemo kot: 8 Vir: Podatki iz dohodninskega vzorca, FURS. Opomba: vključeni so le prejemniki plač. Navedeno povečanje koeficienta koncentracije za plačano dohodnino preprosto pomeni, da premožnejši plačujejo relativno več davkov (kot odstotek svojega bruto dohodka) kot revnejši. Kljub temu povečanju koeficienta koncentracije za plačano dohodnino se je koeficient koncentracije za neto dohodek leta 2016 dejansko povečal. Kako lahko razložimo ta na videz paradoksalen rezultat? Zapišimo Raovo identiteto: x k x C G k    = , kjer je 𝜇𝜇 𝑘𝑘 = povprečna vrednost vira dohodka k, 𝜇𝜇 = povprečna vrednost skupnega bruto dohodka in torej: μ k μ = delež vira dohodka k v skupnem bruto dohodku, x G = Ginijev koeficient za bruto dohodek (x), = x k C Koeficient koncentracije za vir dohodka k, ki je razvrščen po viru dohodka x. Če označimo k = N (za neto dohodek), k = s (za prispevke za socialno varnosti) in k = t (za dohodnino), lahko zapišemo: x N C = N   ( x G –   s x s C –   t x t C ), torej x N C = N   x G – N s   x s C – N t   x t C . Ob predpostavki nespremenjenih deležev dohodka, tj. nespremenjenih μ k μ , lahko to enačbo zapišemo kot:  x N C = N    x G – N s    x s C – N t    x t C Enačba nam pokaže, kako zvišanje koeficienta koncentracije za dohodnino (  x t C > 0) leta 2016 ni bilo zadosti veliko, da bi izničilo učinek povečanja Ginijevega koeficienta in znižanja koeficienta koncentracije za delojemalčeve prispevke za socialno varnost leta 2016 (glej tabelo 5). Kako razložimo znižanje koeficienta koncentracije za delojemalčeve prispevke za socialno varnost? Glede na to, da se prispevki za socialno varnost ne plačujejo od dohodka iz kapitala, da se je delež dohodka iz kapitala v bruto dohodku prejemnikov plač povečal in da je kapitalski dohodek postal nakopičen na vrhu dohodkovne razdelitve, zmanjšanje koeficienta koncentracije za delojemalčeve prispevke za socialno varnost skoraj ne preseneča. Očitno večji koeficient koncentracije za dohodnino glede na Ginijev koeficient za bruto dohodek kaže, da je davčni sistem progresiven (tj. delež davkov v bruto dohodku bogatejših je večji od deleža davkov v bruto dohodku revnejših). Če je koeficient koncentracije dohodnine enak Ginijevemu koeficientu bruto dohodka, je davčni sistem sorazmeren, kar pomeni, da davki pomenijo enak delež dohodka tako revnih kot bogatih. Če je koeficient koncentracije za dohodnino manjši od Ginijevega koeficienta za bruto dohodek, potem je davčni sistem regresiven, kar pomeni, da je delež davkov v bruto dohodku revnejših večji od deleža davkov v dohodku bogatejših. Enačba nam pokaže, kako zvišanje koeficienta koncentracije za dohodnino ( 8 Vir: Podatki iz dohodninskega vzorca, FURS. Opomba: vključeni so le prejemniki plač. Navedeno povečanje koeficienta koncentracije za plačano dohodnino preprosto pomeni, da premožnejši plačujejo relativno več davkov (kot odstotek svojega bruto dohodka) kot revnejši. Kljub temu povečanju koeficienta koncentracije za plačano dohodnino se je koeficient koncentracije za neto dohodek leta 2016 dejansko povečal. Kako lahko razložimo ta na videz paradoksalen rezultat? Zapišimo Raovo identiteto: x k x C G k    = , kjer je 𝜇𝜇 𝑘𝑘 = povprečna vrednost vira dohodka k, 𝜇𝜇 = povprečna vrednost skupnega bruto dohodka in torej: μ k μ = delež vira dohodka k v skupnem bruto dohodku, x G = Ginijev koeficient za bruto dohodek (x), = x k C Koeficient koncentracije za vir dohodka k, ki je razvrščen po viru dohodka x. Če označimo k = N (za neto dohodek), k = s (za prispevke za socialno varnosti) in k = t (za dohodnino), lahko zapišemo: x N C = N   ( x G –   s x s C –   t x t C ), torej x N C = N   x G – N s   x s C – N t   x t C . Ob predpostavki nespremenjenih deležev dohodka, tj. nespremenjenih μ k μ , lahko to enačbo zapišemo kot:  x N C = N    x G – N s    x s C – N t    x t C Enačba nam pokaže, kako zvišanje koeficienta koncentracije za dohodnino (  x t C > 0) leta 2016 ni bilo zadosti veliko, da bi izničilo učinek povečanja Ginijevega koeficienta in znižanja koeficienta koncentracije za delojemalčeve prispevke za socialno varnost leta 2016 (glej tabelo 5). Kako razložimo znižanje koeficienta koncentracije za delojemalčeve prispevke za socialno varnost? Glede na to, da se prispevki za socialno varnost ne plačujejo od dohodka iz kapitala, da se je delež dohodka iz kapitala v bruto dohodku prejemnikov plač povečal in da je kapitalski dohodek postal nakopičen na vrhu dohodkovne razdelitve, zmanjšanje koeficienta koncentracije za delojemalčeve prispevke za socialno varnost skoraj ne preseneča. Očitno večji koeficient koncentracije za dohodnino glede na Ginijev koeficient za bruto dohodek kaže, da je davčni sistem progresiven (tj. delež davkov v bruto dohodku bogatejših je večji od deleža davkov v bruto dohodku revnejših). Če je koeficient koncentracije dohodnine enak Ginijevemu koeficientu bruto dohodka, je davčni sistem sorazmeren, kar pomeni, da davki pomenijo enak delež dohodka tako revnih kot bogatih. Če je koeficient koncentracije za dohodnino manjši od Ginijevega koeficienta za bruto dohodek, potem je davčni sistem regresiven, kar pomeni, da je delež davkov v bruto dohodku revnejših večji od deleža davkov v dohodku bogatejših. > 0) leta 2016 ni bilo zadosti veliko, da bi izničilo učinek povečanja Ginijevega koeficienta in znižanja koeficienta koncentracije za delojemalčeve prispevke za socialno varnost leta 2016 (glej tabelo 5). Kako razložimo znižanje koeficienta koncentracije za delojemalčeve prispevke za socialno varnost? Glede na to, da se prispevki za socialno varnost ne plačujejo od dohodka iz kapitala, da se je delež dohodka iz kapitala v bruto dohodku prejemnikov plač povečal in da je kapitalski dohodek postal nakopičen na vrhu dohodkovne razdelitve, zmanjšanje koeficienta koncentracije za delojemalčeve prispevke za socialno varnost skoraj ne preseneča. Očitno večji koeficient koncentracije za dohodnino glede na Ginijev koeficient za bruto dohodek kaže, da je davčni sistem progresiven (tj. delež davkov v bruto dohodku bogatejših je večji od deleža davkov v bruto dohodku revnejših). Če je koeficient koncentracije dohodnine enak Ginijevemu koeficientu bruto dohodka, je davčni sistem sorazmeren, kar pomeni, da davki pomenijo enak delež dohodka tako revnih kot bogatih. Če je koeficient koncentracije za dohodnino manjši od Ginijevega koeficienta za bruto dohodek, potem je davčni sistem regresiven, kar pomeni, da je delež davkov v bruto dohodku revnejših večji od deleža davkov v dohodku bogatejših. Vsi sistemi dohodnine so progresivni. Za merjenje obsega progresivnosti davčnega sistema uporabljamo Kakwanijev indeks davčne progresivnosti, ki ga opredelimo kot: 9 Vsi sistemi dohodnine so progresivni. Za merjenje obsega progresivnosti davčnega sistema uporabljamo Kakwanijev indeks davčne progresivnosti, ki ga opredelimo kot: 1 K = x t C – x G Ta indeks pomeni precej ozek pogled na davčni sistem, saj je v analizo progresivnosti vključena le dohodnina. Kaj pa prispevki za socialno varnost, ki so prav tako obvezni in se odštejejo od bruto dohodka? Davčni sistem in sistem socialne zaščite nista dve ločeni in popolnoma različni entiteti. Številni socialni prejemki se financirajo skupaj iz davkov in socialnih prispevkov. Na primer, v Sloveniji prispevki za socialno varnost za nadomestila iz naslova materinstva in nadomestila iz naslova brezposelnosti pokrivajo le majhen delež teh izdatkov in večji del krije državni proračun. Tudi za pokojnine, ki pomenijo obliko odloženih plač, se približno 26 % izdatkov celotnih letnih pokojnin (leta 2018) krije iz državnega proračuna. Čeprav davkov in socialnih prispevkov ne moremo enačiti – ker je plačilo socialnih prispevkov povezano z določenimi socialnimi pravicami, pa ne moremo zanikati, da meja med davčnim sistemom in sistemom socialne zaščite ni zelo ostra. Za raziskovanje celotne progresivnosti sistema dohodnine in prispevkov za socialno varnost bomo torej določili: 2 K = s x t C + – x G , kjer s x t C + pomeni (skupni) koeficient koncentracije za dohodnino in delojemalčeve prispevke za socialno varnost. Vrednost obeh indeksov je prikazana v tabeli. Tabela 7: Kakwanijev indeks davčne progresivnosti Ginijev koeficient za bruto dohodek Koeficient koncentracije za plačano dohodnino Skupni koeficient koncentracije za dohodnino in delojemal. socialne prispevke Kakwanijev indeks (K 1) Kakwanijev indeks (K 2) 2003 0,346 0,549 0,430 0,203 0,084 2004 0,347 0,552 0,432 0,205 0,085 2005 0,345 0,586 0,441 0,241 0,096 2016 0,349 0,604 0,438 0,255 0,089 Vir: Podatki iz dohodninskega vzorca, FURS. Opomba: vključeni so le prejemniki plač. Kakwanijev indeks 1 K kaže na veliko povečanje davčne progresivnosti leta 2005, ki je bila posledica velikega dviga splošne osebne olajšave, določene v novem Zakonu o dohodnini (ZDoh-1). Nadaljnje spremembe zakonodaje o dohodnini z uvedbo diferencirane splošne osebne olajšave leta 2008 (Uradni list RS, št. 10/08) in povečanje osebne olajšave za skupino davčnih zavezancev z nizkimi dohodki (Uradni list RS, št. 3/10) so povzročile nadaljnje povečanje davčne progresivnosti dohodninskega sistema. Kakwanijev indeks 2 K , ki ga lahko obravnavamo kot komplementarno mero k indeksu 1 K , nam ponuja nekoliko drugačen pogled. Znižanje Kakwanijevega indeksa 2 K v letu 2016 je posledica dejstva, da dohodek iz kapitala ni obremenjen s prispevki za socialno varnost. Ker so dohodki iz kapitala nakopičeni v višjih dohodkovnih razredih, je skupni delež obveznih plačil (dohodnina in prispevki za socialno varnost) v bruto dohodku skupine z visokimi dohodki nižji. To seveda vpliva tudi na splošno progresivnost sistema dohodnine in socialnih prispevkov. Ta indeks pomeni precej ozek pogled na davčni sistem, saj je v analizo progresivnosti vključena le dohodnina. Kaj pa prispevki za socialno varnost, ki so prav tako obvezni in se odštejejo od bruto dohodka? Davčni sistem in sistem socialne zaščite nista dve ločeni in popolnoma različni entiteti. Številni socialni prejemki se financirajo skupaj iz davkov in socialnih prispevkov. Na primer, v Sloveniji prispevki za socialno varnost za nadomestila iz naslova materinstva in nadomestila iz naslova brezposelnosti pokrivajo le majhen delež teh izdatkov in večji del krije državni proračun. Tudi za pokojnine, ki pomenijo obliko odloženih plač, se približno 26 % izdatkov celotnih letnih pokojnin (leta 2018) krije iz državnega proračuna. Čeprav davkov in socialnih prispevkov ne moremo enačiti – ker je plačilo socialnih prispevkov povezano z določenimi socialnimi pravicami, pa ne moremo zanikati, da meja med davčnim sistemom in sistemom socialne zaščite ni zelo ostra. Za raziskovanje celotne progresivnosti sistema dohodnine in prispevkov za socialno varnost bomo torej določili: 9 Vsi sistemi dohodnine so progresivni. Za merjenje obsega progresivnosti davčnega sistema uporabljamo Kakwanijev indeks davčne progresivnosti, ki ga opredelimo kot: 1 K = x t C – x G Ta indeks pomeni precej ozek pogled na davčni sistem, saj je v analizo progresivnosti vključena le dohodnina. Kaj pa prispevki za socialno varnost, ki so prav tako obvezni in se odštejejo od bruto dohodka? Davčni sistem in sistem socialne zaščite nista dve ločeni in popolnoma različni entiteti. Številni socialni prejemki se financirajo skupaj iz davkov in socialnih prispevkov. Na primer, v Sloveniji prispevki za socialno varnost za nadomestila iz naslova materinstva in nadomestila iz naslova brezposelnosti pokrivajo le majhen delež teh izdatkov in večji del krije državni proračun. Tudi za pokojnine, ki pomenijo obliko odloženih plač, se približno 26 % izdatkov celotnih letnih pokojnin (leta 2018) krije iz državnega proračuna. Čeprav davkov in socialnih prispevkov ne moremo enačiti – ker je plačilo socialnih prispevkov povezano z določenimi socialnimi pravicami, pa ne moremo zanikati, da meja med davčnim sistemom in sistemom socialne zaščite ni zelo ostra. Za raziskovanje celotne progresivnosti sistema dohodnine in prispevkov za socialno varnost bomo torej določili: 2 K = s x t C + – x G , kjer s x t C + pomeni (skupni) koeficient koncentracije za dohodnino in delojemalčeve prispevke za socialno varnost. Vrednost obeh indeksov je prikazana v tabeli. Tabela 7: Kakwanijev indeks davčne progresivnosti Ginijev koeficient za bruto dohodek Koeficient koncentracije za plačano dohodnino Skupni koeficient koncentracije za dohodnino in delojemal. socialne prispevke Kakwanijev indeks (K 1) Kakwanijev indeks (K 2) 2003 0,346 0,549 0,430 0,203 0,084 2004 0,347 0,552 0,432 0,205 0,085 2005 0,345 0,586 0,441 0,241 0,096 2016 0,349 0,604 0,438 0,255 0,089 Vir: Podatki iz dohodninskega vzorca, FURS. Opomba: vključeni so le prejemniki plač. Kakwanijev indeks 1 K kaže na veliko povečanje davčne progresivnosti leta 2005, ki je bila posledica velikega dviga splošne osebne olajšave, določene v novem Zakonu o dohodnini (ZDoh-1). Nadaljnje spremembe zakonodaje o dohodnini z uvedbo diferencirane splošne osebne olajšave leta 2008 (Uradni list RS, št. 10/08) in povečanje osebne olajšave za skupino davčnih zavezancev z nizkimi dohodki (Uradni list RS, št. 3/10) so povzročile nadaljnje povečanje davčne progresivnosti dohodninskega sistema. Kakwanijev indeks 2 K , ki ga lahko obravnavamo kot komplementarno mero k indeksu 1 K , nam ponuja nekoliko drugačen pogled. Znižanje Kakwanijevega indeksa 2 K v letu 2016 je posledica dejstva, da dohodek iz kapitala ni obremenjen s prispevki za socialno varnost. Ker so dohodki iz kapitala nakopičeni v višjih dohodkovnih razredih, je skupni delež obveznih plačil (dohodnina in prispevki za socialno varnost) v bruto dohodku skupine z visokimi dohodki nižji. To seveda vpliva tudi na splošno progresivnost sistema dohodnine in socialnih prispevkov. Tabela 7: Kakwanijev indeks davčne progresivnosti Ginijev koeficient za bruto dohodek Koeficient koncentracije za plačano dohodnino Skupni koeficient koncentracije za dohodnino in delojemal. socialne prispevke Kakwanijev indeks (K1) Kakwanijev indeks (K2) 2003 0,346 0,549 0,430 0,203 0,084 2004 0,347 0,552 0,432 0,205 0,085 2005 0,345 0,586 0,441 0,241 0,096 2016 0,349 0,604 0,438 0,255 0,089 Vir: Podatki iz dohodninskega vzorca, FURS. Opomba: vključeni so le prejemniki plač. 31 IB Revija 1/2019 kjer 9 Vsi sistemi dohodnine so progresivni. Za merjenje obsega progresivnosti davčnega sistema uporabljamo Kakwanijev indeks davčne progresivnosti, ki ga opredelimo kot: 1 K = x t C – x G Ta indeks pomeni precej ozek pogled na davčni sistem, saj je v analizo progresivnosti vključena le dohodnina. Kaj pa prispevki za socialno varnost, ki so prav tako obvezni in se odštejejo od bruto dohodka? Davčni sistem in sistem socialne zaščite nista dve ločeni in popolnoma različni entiteti. Številni socialni prejemki se financirajo skupaj iz davkov in socialnih prispevkov. Na primer, v Sloveniji prispevki za socialno varnost za nadomestila iz naslova materinstva in nadomestila iz naslova brezposelnosti pokrivajo le majhen delež teh izdatkov in večji del krije državni proračun. Tudi za pokojnine, ki pomenijo obliko odloženih plač, se približno 26 % izdatkov celotnih letnih pokojnin (leta 2018) krije iz državnega proračuna. Čeprav davkov in socialnih prispevkov ne moremo enačiti – ker je plačilo socialnih prispevkov povezano z določenimi socialnimi pravicami, pa ne moremo zanikati, da meja med davčnim sistemom in sistemom socialne zaščite ni zelo ostra. Za raziskovanje celotne progresivnosti sistema dohodnine in prispevkov za socialno varnost bomo torej določili: 2 K = s x t C + – x G , kjer s x t C + pomeni (skupni) koeficient koncentracije za dohodnino in delojemalčeve prispevke za socialno varnost. Vrednost obeh indeksov je prikazana v tabeli. Tabela 7: Kakwanijev indeks davčne progresivnosti Ginijev koeficient za bruto dohodek Koeficient koncentracije za plačano dohodnino Skupni koeficient koncentracije za dohodnino in delojemal. socialne prispevke Kakwanijev indeks (K 1) Kakwanijev indeks (K 2) 2003 0,346 0,549 0,430 0,203 0,084 2004 0,347 0,552 0,432 0,205 0,085 2005 0,345 0,586 0,441 0,241 0,096 2016 0,349 0,604 0,438 0,255 0,089 Vir: Podatki iz dohodninskega vzorca, FURS. Opomba: vključeni so le prejemniki plač. Kakwanijev indeks 1 K kaže na veliko povečanje davčne progresivnosti leta 2005, ki je bila posledica velikega dviga splošne osebne olajšave, določene v novem Zakonu o dohodnini (ZDoh-1). Nadaljnje spremembe zakonodaje o dohodnini z uvedbo diferencirane splošne osebne olajšave leta 2008 (Uradni list RS, št. 10/08) in povečanje osebne olajšave za skupino davčnih zavezancev z nizkimi dohodki (Uradni list RS, št. 3/10) so povzročile nadaljnje povečanje davčne progresivnosti dohodninskega sistema. Kakwanijev indeks 2 K , ki ga lahko obravnavamo kot komplementarno mero k indeksu 1 K , nam ponuja nekoliko drugačen pogled. Znižanje Kakwanijevega indeksa 2 K v letu 2016 je posledica dejstva, da dohodek iz kapitala ni obremenjen s prispevki za socialno varnost. Ker so dohodki iz kapitala nakopičeni v višjih dohodkovnih razredih, je skupni delež obveznih plačil (dohodnina in prispevki za socialno varnost) v bruto dohodku skupine z visokimi dohodki nižji. To seveda vpliva tudi na splošno progresivnost sistema dohodnine in socialnih prispevkov. pomeni (skupni) koeficient koncentracije za dohodnino in delojemalčeve prispevke za socialno varnost. Vrednost obeh indeksov je prikazana v tabeli. Kakwanijev indeks 9 Vsi sistemi dohodnine so progresivni. Za merjenje obsega progresivnosti davčnega sistema uporabljamo Kakwanijev indeks davčne progresivnosti, ki ga opredelimo kot: 1 K = x t C – x G Ta indeks pomeni precej ozek pogled na davčni sistem, saj je v analizo progresivnosti vključena le dohodnina. Kaj pa prispevki za socialno varnost, ki so prav tako obvezni in se odštejejo od bruto dohodka? Davčni sistem in sistem socialne zaščite nista dve ločeni in popolnoma različni entiteti. Številni socialni prejemki se financirajo skupaj iz davkov in socialnih prispevkov. Na primer, v Sloveniji prispevki za socialno varnost za nadomestila iz naslova materinstva in nadomestila iz naslova brezposelnosti pokrivajo le majhen delež teh izdatkov in večji del krije državni proračun. Tudi za pokojnine, ki pomenijo obliko odloženih plač, se približno 26 % izdatkov celotnih letnih pokojnin (leta 2018) krije iz državnega proračuna. Čeprav davkov in socialnih prispevkov ne moremo enačiti – ker je plačilo socialnih prispevkov povezano z določenimi socialnimi pravicami, pa ne moremo zanikati, da meja med davčnim sistemom in sistemom socialne zaščite ni zelo ostra. Za raziskovanje celotne progresivnosti sistema dohodnine in prispevkov za socialno varnost bomo torej določili: 2 K = s x t C + – x G , kjer s x t C + pomeni (skupni) koeficient koncentracije za dohodnino in delojemalčeve prispevke za socialno varnost. Vrednost obeh indeksov je prikazana v tabeli. Tabela 7: Kakwanijev indeks davčne progresivnosti Ginijev koeficient za bruto dohodek Koeficient koncentracije za plačano dohodnino Skupni koeficient koncentracije za dohodnino in delojemal. socialne prispevke Kakwanijev indeks (K 1) Kakwanijev indeks (K 2) 2003 0,346 0,549 0,430 0,203 0,084 2004 0,347 0,552 0,432 0,205 0,085 2005 0,345 0,586 0,441 0,241 0,096 2016 0,349 0,604 0,438 0,255 0,089 Vir: Podatki iz dohodninskega vzorca, FURS. Opomba: vključeni so le prejemniki plač. Kakwanijev indeks 1 K kaže na veliko povečanje davčne progresivnosti leta 2005, ki je bila posledica velikega dviga splošne osebne olajšave, določene v novem Zakonu o dohodnini (ZDoh-1). Nadaljnje spremembe zakonodaje o dohodnini z uvedbo diferencirane splošne osebne olajšave leta 2008 (Uradni list RS, št. 10/08) in povečanje osebne olajšave za skupino davčnih zavezancev z nizkimi dohodki (Uradni list RS, št. 3/10) so povzročile nadaljnje povečanje davčne progresivnosti dohodninskega sistema. Kakwanijev indeks 2 K , ki ga lahko obravnavamo kot komplementarno mero k indeksu 1 K , nam ponuja nekoliko drugačen pogled. Znižanje Kakwanijevega indeksa 2 K v letu 2016 je posledica dejstva, da dohodek iz kapitala ni obremenjen s prispevki za socialno varnost. Ker so dohodki iz kapitala nakopičeni v višjih dohodkovnih razredih, je skupni delež obveznih plačil (dohodnina in prispevki za socialno varnost) v bruto dohodku skupine z visokimi dohodki nižji. To seveda vpliva tudi na splošno progresivnost sistema dohodnine in socialnih prispevkov. kaže na veliko povečanje davčne progresivnosti leta 2005, ki je bila posledica velikega dviga splošne osebne olajšave, določene v novem Zakonu o dohodnini (ZDoh-1). Nadaljnje spremembe zakonodaje o dohodnini z uvedbo diferencirane splošne osebne olajšave leta 2008 (Uradni list RS, št. 10/08) in povečanje osebne olajšave za skupino davčnih zavezancev z nizkimi dohodki (Uradni list RS, št. 3/10) so povzročile nadaljnje povečanje davčne progresivnosti dohodninskega sistema. Kakwanijev indeks 9 Vsi sistemi dohodnine so progresivni. Za merjenje obsega progresivnosti davčnega sistema uporabljamo Kakwanijev indeks davčne progresivnosti, ki ga opredelimo kot: 1 K = x t C – x G Ta indeks pomeni precej ozek pogled na davčni sistem, saj je v analizo progresivnosti vključena le dohodnina. Kaj pa prispevki za socialno varnost, ki so prav tako obvezni in se odštejejo od bruto dohodka? Davčni sistem in sistem socialne zaščite nista dve ločeni in popolnoma različni entiteti. Številni socialni prejemki se financirajo skupaj iz davkov in socialnih prispevkov. Na primer, v Sloveniji prispevki za socialno varnost za nadomestila iz naslova materinstva in nadomestila iz naslova brezposelnosti pokrivajo le majhen delež teh izdatkov in večji del krije državni proračun. Tudi za pokojnine, ki pomenijo obliko odloženih plač, se približno 26 % izdatkov celotnih letnih pokojnin (leta 2018) krije iz državnega proračuna. Čeprav davkov in socialnih prispevkov ne moremo enačiti – ker je plačilo socialnih prispevkov povezano z določenimi socialnimi pravicami, pa ne moremo zanikati, da meja med davčnim sistemom in sistemom socialne zaščite ni zelo ostra. Za raziskovanje celotne progresivnosti sistema dohodnine in prispevkov za socialno varnost bomo torej določili: 2 K = s x t C + – x G , kjer s x t C + pomeni (skupni) koeficient koncentracije za dohodnino in delojemalčeve prispevke za socialno varnost. Vrednost obeh indeksov je prikazana v tabeli. Tabela 7: Kakwanijev indeks davčne progresivnosti Ginijev koeficient za bruto dohodek Koeficient koncentracije za plačano dohodnino Skupni koeficient koncentracije za dohodnino in delojemal. socialne prispevke Kakwanijev indeks (K 1) Kakwanijev indeks (K 2) 2003 0,346 0,549 0,430 0,203 0,084 2004 0,347 0,552 0,432 0,205 0,085 2005 0,345 0,586 0,441 0,241 0,096 2016 0,349 0,604 0,438 0,255 0,089 Vir: Podatki iz dohodninskega vzorca, FURS. Opomba: vključeni so le prejemniki plač. Kakwanijev indeks 1 K kaže na veliko povečanje davčne progresivnosti leta 2005, ki je bila posledica velikega dviga splošne osebne olajšave, določene v novem Zakonu o dohodnini (ZDoh-1). Nadaljnje spremembe zakonodaje o dohodnini z uvedbo diferencirane splošne osebne olajšave leta 2008 (Uradni list RS, št. 10/08) in povečanje osebne olajšave za skupino davčnih zavezancev z nizkimi dohodki (Uradni list RS, št. 3/10) so povzročile nadaljnje povečanje davčne progresivnosti dohodninskega sistema. Kakwanijev indeks 2 K , ki ga lahko obravnavamo kot komplementarno mero k indeksu 1 K , nam ponuja nekoliko drugačen pogled. Znižanje Kakwanijevega indeksa 2 K v letu 2016 je posledica dejstva, da dohodek iz kapitala ni obremenjen s prispevki za socialno varnost. Ker so dohodki iz kapitala nakopičeni v višjih dohodkovnih razredih, je skupni delež obveznih plačil (dohodnina in prispevki za socialno varnost) v bruto dohodku skupine z visokimi dohodki nižji. To seveda vpliva tudi na splošno progresivnost sistema dohodnine in socialnih prispevkov. , ki ga lahko obravnavamo kot komplementarno mero k indeksu 9 Vsi sistemi dohodnine so progresivni. Za merjenje obsega progresivnosti davčnega sistema uporabljamo Kakwanijev indeks davčne progresivnosti, ki ga opredelimo kot: 1 K = x t C – x G Ta indeks pomeni precej ozek pogled na davčni sistem, saj je v analizo progresivnosti vključena le dohodnina. Kaj pa prispevki za socialno varnost, ki so prav tako obvezni in se odštejejo od bruto dohodka? Davčni sistem in sistem socialne zaščite nista dve ločeni in popolnoma različni entiteti. Številni socialni prejemki se financirajo skupaj iz davkov in socialnih prispevkov. Na primer, v Sloveniji prispevki za socialno varnost za nadomestila iz naslova materinstva in nadomestila iz naslova brezposelnosti pokrivajo le majhen delež teh izdatkov in večji del krije državni proračun. Tudi za pokojnine, ki pomenijo obliko odloženih plač, se približno 26 % izdatkov celotnih letnih pokojnin (leta 2018) krije iz državnega proračuna. Čeprav davkov in socialnih prispevkov ne moremo enačiti – ker je plačilo socialnih prispevkov povezano z določenimi socialnimi pravicami, pa ne moremo zanikati, da meja med davčnim sistemom in sistemom socialne zaščite ni zelo ostra. Za raziskovanje celotne progresivnosti sistema dohodnine in prispevkov za socialno varnost bomo torej določili: 2 K = s x t C + – x G , kjer s x t C + pomeni (skupni) koeficient koncentracije za dohodnino in delojemalčeve prispevke za socialno varnost. Vrednost obeh indeksov je prikazana v tabeli. Tabela 7: Kakwanijev indeks davčne progresivnosti Ginijev koeficient za bruto dohodek Koeficient koncentracije za plačano dohodnino Skupni koeficient koncentracije za dohodnino in delojemal. socialne prispevke Kakwanijev indeks (K 1) Kakwanijev indeks (K 2) 2003 0,346 0,549 0,430 0,203 0,084 2004 0,347 0,552 0,432 0,205 0,085 2005 0,345 0,586 0,441 0,241 0,096 2016 0,349 0,604 0,438 0,255 0,089 Vir: Podatki iz dohodninskega vzorca, FURS. Opomba: vključeni so le prejemniki plač. Kakwanijev indeks 1 K kaže na veliko povečanje davčne progresivnosti leta 2005, ki je bila posledica velikega dviga splošne osebne olajšave, določene v novem Zakonu o dohodnini (ZDoh-1). Nadaljnje spremembe zakonodaje o dohodnini z uvedbo diferencirane splošne osebne olajšave leta 2008 (Uradni list RS, št. 10/08) in povečanje osebne olajšave za skupino davčnih zavezancev z nizkimi dohodki (Uradni list RS, št. 3/10) so povzročile nadaljnje povečanje davčne progresivnosti dohodninskega sistema. Kakwanijev indeks 2 K , ki ga lahko obravnavamo kot komplementarno mero k indeksu 1 K , nam ponuja nekoliko drugačen pogled. Znižanje Kakwanijevega indeksa 2 K v letu 2016 je posledica dejstva, da dohodek iz kapitala ni obremenjen s prispevki za socialno varnost. Ker so dohodki iz kapitala nakopičeni v višjih dohodkovnih razredih, je skupni delež obveznih plačil (dohodnina in prispevki za socialno varnost) v bruto dohodku skupine z visokimi dohodki nižji. To seveda vpliva tudi na splošno progresivnost sistema dohodnine in socialnih prispevkov. , nam ponuja nekoliko drugačen pogled. Znižanje Kakwanijevega indeksa 9 Vsi sistemi dohodnine so progresivni. Za merjenje obsega progresivnosti davčnega sistema uporabljamo Kakwanijev indeks davčne progresivnosti, ki ga opredelimo kot: 1 K = x t C – x G Ta indeks pomeni precej ozek pogled na davčni sistem, saj je v analizo progresivnosti vključena le dohodnina. Kaj pa prispevki za socialno varnost, ki so prav tako obvezni in se odštejejo od bruto dohodka? Davčni sistem in sistem socialne zaščite nista dve ločeni in popolnoma različni entiteti. Številni socialni prejemki se financirajo skupaj iz davkov in socialnih prispevkov. Na primer, v Sloveniji prispevki za socialno varnost za nadomestila iz naslova materinstva in nadomestila iz naslova brezposelnosti pokrivajo le majhen delež teh izdatkov in večji del krije državni proračun. Tudi za pokojnine, ki pomenijo obliko odloženih plač, se približno 26 % izdatkov celotnih letnih pokojnin (leta 2018) krije iz državnega proračuna. Čeprav davkov in socialnih prispevkov ne moremo enačiti – ker je plačilo socialnih prispevkov povezano z določenimi socialnimi pravicami, pa ne moremo zanikati, da meja med davčnim sistemom in sistemom socialne zaščite ni zelo ostra. Za raziskovanje celotne progresivnosti sistema dohodnine in prispevkov za socialno varnost bomo torej določili: 2 K = s x t C + – x G , kjer s x t C + pomeni (skupni) koeficient koncentracije za dohodnino in delojemalčeve prispevke za socialno varnost. Vrednost obeh indeksov je prikazana v tabeli. Tabela 7: Kakwanijev indeks davčne progresivnosti Ginijev koeficient za bruto dohodek Koeficient koncentracije za plačano dohodnino Skupni koeficient koncentracije za dohodnino in delojemal. socialne prispevke Kakwanijev indeks (K 1) Kakwanijev indeks (K 2) 2003 0,346 0,549 0,430 0,203 0,084 2004 0,347 0,552 0,432 0,205 0,085 2005 0,345 0,586 0,441 0,241 0,096 2016 0,349 0,604 0,438 0,255 0,089 Vir: Podatki iz dohodninskega vzorca, FURS. Opomba: vključeni so le prejemniki plač. Kakwanijev indeks 1 K kaže na veliko povečanje davčne progresivnosti leta 2005, ki je bila posledica velikega dviga splošne osebne olajšave, določene v novem Zakonu o dohodnini (ZDoh-1). Nadaljnje spremembe zakonodaje o dohodnini z uvedbo diferencirane splošne osebne olajšave leta 2008 (Uradni list RS, št. 10/08) in povečanje osebne olajšave za skupino davčnih zavezancev z nizkimi dohodki (Uradni list RS, št. 3/10) so povzročile nadaljnje povečanje davčne progresivnosti dohodninskega sistema. Kakwanijev indeks 2 K , ki ga lahko obravnavamo kot komplementarno mero k indeksu 1 K , nam ponuja nekoliko drugačen pogled. Znižanje Kakwanijevega indeksa 2 K v letu 2016 je posledica dejstva, da dohodek iz kapitala ni obremenjen s prispevki za socialno varnost. Ker so dohodki iz kapitala nakopičeni v višjih dohodkovnih razredih, je skupni delež obveznih plačil (dohodnina in prispevki za socialno varnost) v bruto dohodku skupine z visokimi dohodki nižji. To seveda vpliva tudi na splošno progresivnost sistema dohodnine in socialnih prispevkov. v letu 2016 je posledica dejstva, da dohodek iz kapitala ni obremenjen s prispevki za socialno varnost. Ker so dohodki iz kapitala nakopičeni v višjih dohodkovnih razredih, je skupni delež obveznih plačil (dohodnina in prispevki za socialno varnost) v bruto dohodku skupine z visokimi dohodki nižji. To seveda vpliva tudi na splošno progresivnost sistema dohodnine in socialnih prispevkov. 7 Sklep V raziskavi smo analizirali nekatere vidike dohodkovne dinamike in neenakosti dohodka v Sloveniji. Analiza je temeljila na podatkih o dohodnini in je tako vključevala samo dohodke, za katere se plačuje dohodnina. Vključena je bila le skupina prejemnikov plač, a lahko rečemo, da so trendi, značilni za to (največjo!) skupino davkoplačevalcev, kazalniki slike za celotno prebivalstvo. Raziskave, ki so vključevale leta od 2006 dalje, ko je bila uvedena cedularna obdavčitev dohodka od kapitala, niso vključevale dohodkov iz kapitala. Da bi odpravili to pomanjkljivost, ta raziskava vključuje dohodke iz kapitala, a le za leto 2016. V primerjavi z obdobjem pred letom 2006 se je v letu 2016 koncentracija dohodkov iz kapitala na samem vrhu dohodkovne porazdelitve (zgornjih 1 %) povečala, pri čemer je ta skupina davčnih zavezancev prejemala približno 64  % celotnega dohodka od kapitala. Čeprav se progresivnost dohodninskega sistema nenehno povečuje, vključitev prispevkov za socialno varnost v analizo davčne progresivnosti vodi k manj jasnemu sklepu. Delež dohodkov iz kapitala v celotnem bruto dohodku se nenehno povečuje, čeprav še vedno pomeni dokaj majhen delež – le približno 3 % celotnega bruto dohodka prejemnikov plač. Tudi struktura kapitalskih dohodkov zdaj dobiva bolj »normalno« strukturo. Zakonodaja iz leta 2005 (ZDoh-1) je večino dohodkov iz premoženjskih pravic (avtorski honorarji) dokončno preusmerila v dohodek iz dela. Obravnava premoženjskih pravic pred letom 2005 je bila socialistični »relikt«, ki ni bil odpravljen zaradi močnih interesov vplivnih skupin. Na splošno so spremembe neenakosti dohodka, merjene z Ginijevim koeficientom, dokaj majhne, a takšna ugotovitev prikriva nekatere pomembne spremembe. Delež dohodka, ki ga prejemajo posamezniki v najpremožnejši skupini prejemnikov plač (najvišji 1 %), se je povečal s 6,4 % leta 2005 na 7,2  % leta 2016, medtem ko se je delež dohodka, ki ga prejema 20 % najrevnejših prejemnikov plač, zmanjšal s 7,6 % na 7,1 %. Za konec je treba poudariti, da obstaja jasna potreba po stalnem spremljanju in analiziranju dinamike dohodka, tudi na podlagi smiselnega povezovanja podatkov o dohodkih, premoženju in potrošnji gospodinjstev. To je še posebej pomembno zaradi stališč splošne javnosti, ki je prežeta z napačnimi predstavami o veliki neenakosti dohodka v Sloveniji. Cilj naše raziskave je zagotoviti nekaj elementov za informirano razpravo. Literatura in viri Atkinson, A. (1998). The Distribution of Income in Industrialized Countries. V: Income Inequality: Issues and Policy Options, a Symposium Sponsored by the Federal Reserve Bank of Kansas City. Kansas City, MO: The Federal Reserve Bank of Kansas City, str. 11–32. Atkinson, A. (2008). The Changing Distribution of Earnings in OECD Countries. Oxford: Oxford University Press. Blinder, A. S. (1993). Comment. V: D. B. Papadimitriou in E. N. Wolff, ur. Poverty and Prosperity in the USA in the Late Twentieth Century. Basingstoke: MacMillan. Piketty, T. (2013). Capital in the Twenty-First Century. Harvard University Press. Stanovnik, T. in Verbič, M., (2005). Wage and Income Inequality in Slovenia, 1993–2002. Post-Communist Economies, 17(3), str.381–397. Stanovnik, T. in Verbič, M. (2013). Earnings Inequality and Tax Progressivity in Slovenia, 1991–2009. Acta Oeconomica, 63(4), str. 405–421. Stanovnik, T. in Verbič, M. (2014.) Personal Income Tax Reforms and Tax Progressivity in Slovenia, 1991–2012. Financial Theory and Practice, 38(4), str. 441–463. Stanovnik, T. (1995): The Economics of Housing: Some Relevant Issues in Slovenia, Urbani izziv, 28/29: 90–97.