Einkommensverteilung in Deutschland

Die Einkommensverteilung in Deutschland ist Gegenstand dieses Artikels.

Datenquellen

Eine verlässliche Datenbasis mit großem Stichprobenumfang ist die Grundlage einer aussagekräftigen Berechnung. Eine Beschränkung der Daten auf bestimmte Merkmalsausprägungen (z.B. nur männliche Arbeitnehmer) lässt keine allgemeingültigen Aussagen zu. Auch ist zu beachten, dass unterschiedliche empirische Untersuchungen, die mit unterschiedlichen Datenbasen arbeiten, im Detail zu anderen Ungleichverteilungsgrößen kommen.

Einige nationale und internationale Datenquellen werden im Folgenden kurz erläutert.

Die IAB-Beschäftigtenstichprobe (IABS) der Bundesagentur für Arbeit besteht seit 1975 und veröffentlicht auch Mikrodatensätze, die regionale Daten beinhalten. Die Datensätze enthalten Studien auf Basis von Tagesverdiensten von Vollzeitbeschäftigten. Selbstständige, Beamte, Teilzeit- und Niedriglohnbeschäftigte werden bei der IABS nicht erfasst.^[1]

Das Sozio-oekonomische Panel (SOEP) ist eine Panel-Befragung, die seit 1984 vom Deutschen Institut für Wirtschaftsforschung durchgeführt wird. Es publiziert Stundenlöhne von Arbeitnehmer aller Gruppen und ergänzt diese mit zahlreichen sozioökonomischen Detailinformationen. Nachteilig ist der relativ geringe Stichprobenumfang.^[2]

Die Gehalts- und Lohnstrukturerhebung (GLS) des Statistischen Bundesamtes erfasst seit 1951 die Arbeitseinkommen von Arbeitern und Angestellten ab einer Unternehmensgröße von mindestens zehn Arbeitnehmern. Nachteilig ist hier, dass nicht der komplette Dienstleistungssektor zum Berichtskreis gehört.^[3]

Die Einkommensteuerstatistik des Statistischen Bundesamtes liefert umfangreiche Tabellen mit für Ungleichverteilungsmessungen verwendbaren Quantilen. Eine daraus zusammengefasste Tabelle erscheint seit Jahren in einem einheitlichen Format.

Die Employment statistics database der OECD ist die Grundlage des jährlich veröffentlichten OECD Employment Outlook. Sie enthält einen großen Datenbestand über Arbeitsmarktergebnisse der OECD-Länder.^[4]

Ergebnisse einer europaweiten Verdienststrukturerhebung wurden von dem European Structure of Earnings Survey (SES) bereits 1995 veröffentlicht. Das SES setzt sich aus nationalen statistischen Ämtern zusammen und wertet Daten aus 27 Mitgliedsstaaten der Europäischen Union und zwei Ländern der Europäischen Freihandelszone (EFTA) aus.^[5]

Die Internationale Arbeitsorganisation (ILO) stellt ihr Wissen im Arbeitsbereich in der LABORSTA Datenbank mit umfangreichen Arbeitsmarktstatistiken zur Verfügung.^[6]

Das Institut für Soziologie der Universität Duisburg veröffentlicht Tabellen und Grafiken unter dem Titel Sozialpolitik aktuell^[7], darunter auch eine Tabelle zur Schichtung der Bevölkerung nach relativen Einkommenspositionen 1992 – 2006^[8].

Für weltweit erhobene Daten die World Income Inequality Database (WIID)^[9] des World Institute for Development Economics Research (WIDER) der United Nations University (UNU).

Auswirkungen der Lohnspreizung

Arbeitslosigkeit

Die Frage, inwieweit eine stärkere Lohnspreizung zur Bekämpfung der Arbeitslosigkeit in der Gruppe der Niedrigqualifizierten beiträgt, ist theoretisch und politisch umstritten.

Gemäß der Neoklassischen Theorie entsteht Arbeitslosigkeit, wenn der Lohn über der Grenzproduktivität der Arbeit des jeweiligen Arbeitnehmers liegt. Daraus ergibt sich eine Lohnspreizung aus der Spreizung der Produktivität. Entsprechend orientiert sich auch das Lohnniveau der geringstqualifizierten Arbeitnehmer nicht an deren Bedarf, sondern eben an ihrer Produktivität.

Dies führt in vielen Ländern zu dem Effekt der "Working Poor", also von Menschen, die trotz eines Vollzeitarbeitsplatzes nicht ausreichend verdienen, um davon leben zu können. Um diesen Effekt zu verhindern, wurde in den Tarifverträgen in der Bundesrepublik Deutschland seit den 50er Jahren vielfach vereinbart, dass die unteren Lohngruppen proportional höhere Lohnsteigerungen erhalten haben als die oberen.

Seit den 70er Jahren ist die Arbeitslosigkeit in Deutschland stark gestiegen. Hiervon waren überproportional Menschen geringer Qualifikation betroffen. Einige Wirtschaftswissenschaftler bewerten dies als empirische Bestätigung der neoklassischen Analyse. Durch die Schaffung eines Niedriglohnsektors (unter Akzeptanz der damit verbundenen Zunahme der Lohnspreizung) z. B. bei haushaltsnahen Beschäftigungsverhältnissen, erhoffte man sich in Deutschland seit Mitte der 1990er Jahre positive Beschäftigungseffekte bei Geringqualifizierten auszulösen. Diese Maßnahmen waren politisch umstritten.

Der Sachverständigenrat stellte 1999 in seinem Herbstgutachten fest: "Bei der Lohndifferenzierung und der Flexibilisierung der Arbeitsverträge wurden keine Fortschritte erzielt. Seit Mitte der achtziger Jahre nahm in Westdeutschland das Ausmaß der Lohndifferenzierung fast kontinuierlich ab. Dies ist wegen der hohen Substituierbarkeit von gering qualifizierter Arbeit durch Kapital ein wesentlicher Grund für die Arbeitsmarktprobleme Geringqualifizierter."^[10]

Dies wurde aber von der Gewerkschaftsseite entgegengesetzt bewertet.^[11] Im Jahr 2005 lag die Arbeitslosigkeit von Geringqualifizierten ohne Ausbildung bei 40 %, die der Arbeitnehmer mit Hochschul- bzw. Fachhochschulabschluss bei 6 % und konnte durch die stärkere Lohnspreizung im unteren Einkommensbereich tendenziell nicht gesenkt werden.^[12] Rukwid fand für nach Auswertung des ihm vorliegenden Datenmaterials keine einfache monokausale Beziehung zwischen Lohnspreizung und der Arbeitslosenquote Geringqualifizierter.^[13]

Armut

Sofern eine Ausweitung der ungleichen Einkommensverteilung dadurch erfolgt, dass die Einkommen der Geringqualifizierten sinken, steigt potentiell der Anteil der Menschen, die trotz Arbeit unterhalb der relativen Armutsgrenze leben. So ist zwischen 1998 und 2003 in Deutschland die relative Einkommensarmut (nach öffentlichen Transferleistungen) um 1,4 % auf 13,5 % gestiegen.^[14] Sofern hierbei ihr Arbeitseinkommen nicht zur Deckung des notwendigen Lebensbedarfes ausreicht wird das Einkommen in Deutschland durch Arbeitslosengeld II aufgestockt.

Absenken der Wohlfahrtsfunktion

Das Einkommen, dessen Häufigkeit innerhalb einer Stichprobe überdurchschnittlich hoch ist, kann als das von der Allgemeinheit "empfundene" Pro-Kopf-Einkommen verstanden werden. Oft wird der Median benutzt, um dieses Einkommen zu repräsentieren. Einfacher und informationstheoretisch erklärbarer ist die von Amartya Sen und James E. Foster vorgeschlagene Wohlfahrtsfunktion^[15]. In Deutschland liegt die Wohlfahrtsfunktion brutto ungefähr bei 25.000 € im Jahr und damit unterhalb des rechnerischen Durchschnittseinkommen von ungefähr 35.000 €. Je größer die Lohnspreizung ist, desto weiter unterhalb des durchschnittlichen Pro-Kopf-Einkommens wird die Wohlfahrtsfunktion liegen.^[16]

Entwicklung in Deutschland

Seit den 1990er Jahren verzeichnet Deutschland, nachdem diese in vorangegangenen Jahren sehr komprimiert war, eine zunehmende Lohnspreizung. Dabei vollzieht sich die Spreizung im oberen Quantil durch enorme Gehaltserhöhungen der Arbeitnehmer mit bereits hohem Einkommen und im unteren Quantil durch fallende Arbeitseinkommen der Un- und Geringqualifizierten. Weiterhin ist zu beobachten, dass sich die Hoch- und die Geringverdiener stark von den mittleren Lohnklassen entfernen.

Ein Einflussfaktor der steigenden Lohnspreizung in Deutschland war die Wiedervereinigung. Die Lohnskala in Westdeutschland überlappte sich im unteren Bereich mit dem oberen Bereich der Lohnskala in der DDR. Entsprechend verändert sich die Lohnspreizung im wiedervereinigten Deutschland, dessen Lohnskala wiederum innerhalb der globalen Lohnskala liegt. Die Ausgleichsvorgänge, die die Öffnung bisheriger Barrieren zwischen den Ländern mit sich bringen, erleichtern die Diffusion vormals lokaler Verhältnisse über den ganzen Globus. Das schließt Lohnspreizungen im Bereich oberhalb und unterhalb der bisher für Deutschland geltenden Skala mit ein.

Quantilsverhältnisse

Die folgende Tabelle zeigt die Ungleichverteilung der Arbeitseinkommen (berechnet nach der Datenbasis der OECD) in Quantilrelationen. Anzumerken ist hierbei, dass nur die Löhne von Vollzeitarbeitenden berücksichtigt wurden. Bedenkt man, dass gerade in Teilzeitarbeitstätigkeiten geringere Löhne gezahlt werden als bei Vollzeitarbeitstätigkeiten, wird die reelle Lohnspreizung noch über diese Werte hinausgehen.

Jahr	Quantilverhältnis 90/10	Quantilverhältnis 90/50	Quantilverhältnis 50/10
1995	2,79	1,79	1,56
2005	3,13	1,84	1,70

Quelle: OECD Employment Outlook 2007^[17]

1995 war der Lohn eines Arbeitnehmers im oberen Quantil 2,79-mal so hoch wie der Lohn eines Geringverdieners (Quantilrelation 90/10). Dabei entspricht nach allgemeiner Definition das obere Quantil (90) den Hochqualifizierten, das untere Quantil (10) den Geringqualifizierten. Dieser Abstand vergrößerte sich in 10 Jahren auf 3,13.

Im Jahr 1995 betrug der Lohn eines Arbeiters im neunzigsten Quantil 1,79-mal mehr als der Median, im Jahr 2005 1,84-mal mehr (Quantilrelation 90/50).

1,56-mal mehr verdienten die Durchschnittsverdiener gegenüber den Geringverdienern im Jahr 1995. Dies steigerte sich auf 1,7 im Jahr 2005 (Quantilrelation 50/10).

Der Tagesspiegel machte im April 2008 bekannt, dass Deutschland mit einem Anteil von 22 % Niedriglohnarbeitnehmern im kontinental-europäischen Vergleich an der Spitze liegt, wobei diese weniger als 2/3 des mittleren Lohns erhalten.^[18]

Gini-Koeffizient

Für die verfügbaren Einkommen der Haushalte liegt der Gini-Koeffizient^[19] der Human Development Report 2003 in Deutschland bei 0,274. Die Daten basieren auf einer groben Aufteilung in vier Quartile.^[20] Für Markteinkommen und bei einer feineren Aufteilung in zehn Dezile^[21] betrug in Deutschland für 1998 der Gini-Koeffizient 0,389^[22] und für 2003 ein Gini-Koeffizient von 0,417.^[23]

Vergleicht man die Gini-Koeffizienten für Markteinkommen und verfügbare Einkommen,^[24] so ergaben sich in Deutschland Ende der 1990er Jahre Ungleichverteilungen unterhalb von 0,5 für Markteinkommen und unterhalb von 0,3 für verfügbare Einkommen. Der Unterschied zwischen Markteinkommen und verfügbarem Einkommen wird nur zu einem Teil von der Einkommensteuer bestimmt. Hinsichtlich der Nivellierungswirkung ist das der kleinere Teil: Bei der Reduzierung der Ungleichheit um etwa 20 Prozentpunkte auf dem Weg vom Markteinkommen zum verfügbaren Einkommen bewirkt der Teil der Umverteilung, der auf die Progression der Einkommensbesteuerung entfällt, nur eine Minderung des Gini-Koeffizienten um etwa 5 Prozentpunkte.

Eine noch höhere Messauflösung kann in Deutschland für Berechnung von Ungleichheitskoeffizienten genutzt werden, wenn man die Steuerstatistik^[25] nach Einkommenshöhengruppen der Jahrbücher des Bundesamtes für Statistik auswertet.^[26]

Einkommensteuerstatistik Deutschland^[27]

Jahr	Gini-Koeffizient[28]	Quantile	Quelle
1995	0,422	18	destatis[29]
2001	0,479	22	destatis[30]
2003	0,451	22	destatis[31]
2004	0,453	22	destatis[32]

In der Einkommensteuerstatistik des Statistischen Bundesamtes wurden im Jahr 1995 nur Angaben für Westdeutschland publiziert.^[29] Damals ergab sich aus ihr ein Gini-Koeffizient von 42,2 % für alle auf 18 Quantile aufgeteilten positiven Brutto-Einkommen. Der vergleichbare Gini-Koeffizient lag für die 22 Quantile der Einkommensteuerstatistik für das ganze Bundesgebiet im Jahr 2001^[30] bei 47,9 %, im Jahr 2003^[31] bei 45.1% und im Jahr 2004 bei 45,3 %. Allerdings gibt es im untersten Quantil zwischen 2001 und 2004 eine Differenz von 2 Millionen Steuerpflichtigen. Veränderungen der Steuerstatistik nach Reformen können die Ungleichverteilungsbereichnung aus der Steuerstatistik beeinträchtigen. Die Erhöhung der Zahl der Quantile von 18 auf 22 könnte auch zu einer Erhöhung der daraus errechneten Ungleichverteilungsmaße geführt haben, wenn damit Ungleichverteilungen zutage traten, die zuvor innerhalb der Quantile verborgen waren. Von hoher Intraquantil-Ungleichverteilung betroffen sind hier insbesondere die Quantile an den beiden Enden der Einkommensskala. Die Interquantil-Ungleichverteilung in den Quantilen in der Mitte ist sehr gering, was vermuten lässt, dass dort auch die Intraquantil-Ungleichverteilung klein ist.^[16]

OECD-Daten für Deutschland

Jahr	Gini-Koeffizient[28]
1985	0,26
2000	0,27
2005	0,30

Die Einkommensungleichheit in Deutschland hat sich nach Angabe der OECD seit 1995 verstärkt und seit dem Jahr 2000 haben Einkommensungleichheit und Armut in Deutschland stärker zugenommen als in jedem anderen OECD-Land.^[33] Die OECD sieht für diese Entwicklung in Deutschland als Ursache die Zunahme von Single-Haushalten und Alleinerziehenden.

Gleichzeitig mit der Einkommensungleichheit steigt die Einkommensarmut.^[34]

Lorenzkurve der Verteilung von Einkommen aus Arbeit (grün) in Deutschland im Verhältnis zur blauen Gleichverteilung auf Datenbasis des SOEP für 2005.

Joachim Merz vom Forschungsinstitut Freie Berufe stellte 2006 fest:

„Die Ungleichheit hat sich von 1992 bis 2003 insgesamt verstärkt, die Einkommensspreizung hat zugenommen mit einer Verschiebung auf die Bezieher höherer Einkommen. Deutliche Unterschiede zwischen den abhängig Beschäftigten und den Selbstständigen sind festzuhalten; insbesondere hat die Ungleichheit der Unternehmereinkommen zugenommen.“^[35]

2008 betrug nach Zahlen des DIW das mittlere verfügbare Einkommen 1.252 Euro,^[36] bei einem Gini-Index von 0,29.^[28][37]

Die folgende Tabelle zeigt die Situation der Nettoeinkommen von 2003. Fett gedruckt die Spalte, in der die Einkommensbezieher aller Berufsgruppen gemeinsam betrachtet werden. Die Einkommensungleichheit zeigt sich daran, dass die Top-10%-Einkommensbezieher bereits 31,59 % des Gesamteinkommens erhalten, die Top-5%-Einkommensbezieher bereits 21,28%, das Top-1% bereits 8,11%. Umgekehrt erhalten die unteren 50% der Einkommensbezieher nur 18,71%, also weniger als die Top-5%-Einkommensbezieher.^[38]

Erläuterung	Alle	Unternehmer	Freie Berufe	Abhängig Beschäftigte
Steuerpflichtigenanteil (%)	100	10,62	1,78	87,60
Einkommensanteil (%)	100	13,67	2,86	83,47
Mittelwert (€)	29 030	37 353	46 821	27 660
Median (€)	22 781	13 751	21 937	23 517
Verteilung (Gini-Index)[28]	0,438	0,683	0,592	0,385
Quantile: Einkommensanteile
≤ 5%	0,24	0,18	0,14	0,25
1. Dezil	0,88	0,58	0,47	0,98
2. Dezil	2,88	1,24	1,22	3,57
3. Dezil	4,72	1,80	1,97	5,41
4. Dezil	6,00	2,45	2,82	6,63
5. Dezil	7,23	3,25	3,98	7,88
6. Dezil	8,67	4,38	6,03	9,32
7. Dezil	10,31	6,21	9,40	10,93
8. Dezil	12,31	9,13	13,88	12,88
9. Dezil	15,41	14,44	20,09	15,80
10. Dezil	31,59	56,51	40,15	26,59
≥ 95%	21,28	44,62	25,98	16,38
≥ 99%	8,11	23,25	7,67	4,47
90/10 Relation	35,9	97,4	85,4	27,1
95/5 Relation	88,7	247,9	185,6	65,5

Die Einkommensungleichheit hat zwischen 2003 und 2007 weiter zugenommen. Nach Zahlen des Statistischen Bundesamtes erzielten die einkommensstärksten 1 % der Bevölkerung (383 000) 13,1 % der Einkünfte von jeweils mehr als 172 000 Euro. Demgegenüber erzielten die einkommenschwächeren 50 % der Bevölkerung (38,4 Millionen) zusammen 14,3 % der Einkünfte von jeweils weniger als 22 500 Euro.^[39]

Literaturverzeichnis

• Bofinger, Peter; Dietz, Martin; Genders, Sascha; Walwei, Ulrich (2006), Vorrang für das reguläre Arbeitsverhältnis: Ein Konzept für Existenz sichernde Beschäftigung im Niedriglohnbereich – Gutachten für das Sächsisches Ministerium für Wirtschaft und Arbeit, Abruf 6. April 2008]
• Bound, John; Johnson, George (1992), Changes in the Structure Wages in the 1980's: An Evaluation of Alternative Explanations, Pittsburgh: American Economic Review, 82/1992, S. 371–392
• Bundesregierung (Hrsg.) (2005), Lebenslagen in Deutschland – Der 2. Armuts- und Reichtumsbericht der Bundesregierung, Abruf 3. April 2008
• Erber, Georg; Kohnz, Simone (2000), Lohnspreizung und Arbeitslosigkeit – Theoretische Erklärungsansätze und Stand empirischer Forschung, Abruf 3. April 2008
• Gundlach, Erich (2007), Arbeitssparender technischer Fortschritt und Löhne, Abruf 3. April 2008
• Hafner, Hans-Peter; Lenz, Rainer (2007), Die Gehalts- und Lohnstrukturerhebung: Methodik, Datenzugang und Forschungspotential, Statistisches Bundesamt, Abruf 3. April 2008
• Kommission der Europäischen Gemeinschaften (Hrsg.) (2007),Kernaussagen des Berichts über die Beschäftigung in Europa 2007, Abruf 25. März 2008
• Nikutowski, Oliver (2006), Theorien zur Dynamik der Lohnspreizung, Abruf 25. März 2008
• Noll, Heiz-Herbert; Weick, Stefan (2005), Relative Armut und Konzentration der Einkommen deutlich gestiegen, ISI(33), Abruf 25.März 2008, S. 1-6
• Reinberg, Alexander; Hummel, Markus (2007), Schwierige Fortschreibung: Der Trend bleibt – Geringqualifizierte sind häufiger arbeitslos, Institut für Arbeitsmarkt- und Berufsforschung der Bundesagentur für Arbeit, IAB Kurzbericht 18, Abruf 3. April 2008
• Rukwid, Ralf (2007), Arbeitslosigkeit und Lohnspreizung: empirische Befunde zur Arbeitsmarktsituation gering Qualifizierter in Deutschland, Stuttgart-Hohenheim: Wirtschaft und Gesellschaft, 33(3): S. 391-420, Abruf 3. April 2008
• Saniter, Nils (2007), Lohnspreizung in Deutschland – Eine Literaturübersicht, Abruf 25. März 2008
• Schlicht, Ekkehardt (2008), Lohnspreizung und Effizienz, Abruf 25. März 2008

Weblinks

• Sozio-oekonomisches Panel des Deutschen Institutes für Wirtschaftsforschung DIW, 7. April 2008
• Europäische Kommission, Beschreibung der Verdienststrukturerhebung der Europäischen Union (SES), 7. April 2008
• Forschungsdatenzentrum der Bundesagentur für Arbeit, IAB-Beschäftigtenstichproben, 7. April 2008
• Internationale Arbeitsorganisation, LABORSTA Datenbank, 7. April 2008
• Organisation für wirtschaftliche Zusammenarbeit und Entwicklung (2007), OECD Employment Outlook 2007, Statistical Annex: Table H. Earnings dispersion , gender wage gap and incidence of low pay, 7. April 2008

Einzelnachweise

1. ↑ Forschungsdatenzentrum der Bundesagentur für Arbeit, http://fdz.iab.de/de/FDZ_Individual_Data/IAB_Employment_Samples.aspx, 7. April 2008
2. ↑ DIW, http://www.diw.de/deutsch/soep/26628.html, 7. April 2008
3. ↑ Hafner; Lenz, 2007, S. 1-3
4. ↑ OECD, http://www.oecd.org/document/39/0,3343,en_2649_33927_39080679_1_1_1_1,00.html, 19. April 2008
5. ↑ Europäische Kommission, http://epp.eurostat.ec.europa.eu/portal/page?_pageid=1913,47567825,1913_65204321&_dad=portal&_schema=PORTAL, 7. April 2008
6. ↑ Internationale Arbeitsorganisation, http://laborsta.ilo.org/, 7. April 2008
7. ↑ Universität Duisburg, http://www.sozialpolitik-aktuell.de/tabellen_einkommen.shtml, 28. April 2008
8. ↑ Universität Duisburg, Schichtung der Bevölkerung nach relativen Einkommenspositionen 1992 – 2006, 28. April 2008
9. ↑ UNU-WIDER: World Income Inequality Database V 2.0b May 2007
10. ↑ Sachverständigenrat, http://www.sachverstaendigenrat-wirtschaft.de/download/gutachten/99_i.pdf, 28. April 2008
11. ↑ Saniter, 2007, S. 36
12. ↑ IAB Kurzbericht 2007, S. 3
13. ↑ Rukwid, 2007, S. 32
14. ↑ Saniter, 2007, S. 19
15. ↑ Foster, Sen, 1996, On Economic Inequality, expanded edition with annexe
16. ↑ ^{a b} Zur Berechnung der Wohlfahrtsfunktion aus dem Theil-Index für Deutschland siehe Pro-Kopf-Einkommen
17. ↑ OECD, http://www.oecd.org/els/employment/outlook/2007, S. 268
18. ↑ Tagesspiegel, http://www.tagesspiegel.de/zeitung/Fragen-des-Tages-Niedriglohn;art693,2515804, 19. April 2008
19. ↑ Hier gilt: Eine Grundgesamtheit, in der alle das gleiche Einkommen haben, hat den Gini-Koeffizient 0; beim Wert 1 gehört einem alles.
20. ↑ United Nations Human Development Report 2004
21. ↑ Hauser/Becker: Verteilung der Einkommen, Gutachten für den Zweiten Armuts- und Reichtumsbericht der Bundesregierung, Frankfurt 2004, S. 96; zitiert in DGB-Präsentation "Verteilungsgerechtigkeit", S.34
22. ↑ Online-Rechner: Einkommensungleichheit 1998
23. ↑ Online-Rechner: Einkommensungleichheit 2003
24. ↑ Markus M. Grabka: DIW-Wochenbericht 19/00, Einkommensverteilung in Deutschland, 2000
25. ↑ Die für die Einkommensverteilung des Jahres 2004 interessanten gruppierten Daten (Quantile) werden vom Statistischen Bundesamt nicht unter Einkommen veröffentlicht, sondern unter Finanzen und Steuern: Version 2.24.0 / 31. August 2007.
26. ↑ Online-Rechner: Ungleichverteilung der Brutto-Einkommen und Ungleichverteilung der Netto-Einkommen im Jahr 2004; zum Vergleich: Ungleichverteilung der Brutto-Einkommen und Ungleichverteilung der Netto-Einkommen im Jahr 2001. Mit einer anderen Partitionierung veröffentlichte das Bundesamt für Statistik am 25. August 2008 Daten, die für die 2004 der Lohn- und Einkommenssteuer unterworfenen Einkommen brutto zu einem Gini-Koeffizienten von 0,51 führen, und netto zu einem Gini-Koeffizienten von 0,47. Die Berechnung steht auch als Spreadsheet (enthält keine Makros) zur Verfügung.
27. ↑ Aus den Einkommensteuerstatistiken des Statistischen Bundesamtes berechnete Ungleichverteilungen. Auf 22 Quantile verteilte Brutto-Gesamteinkommen (Gewinnfälle): 2004, 2003, 2001. Auf 18 Quantile verteilte positive Brutto-Gesamteinkommen (Gewinnfälle in Westdeutschland): 1995
28. ↑ ^{a b c d} Wert von 0 bedeutet absolute Gleichverteilung, ein Wert von 1 absolute Ungleichverteilung
29. ↑ ^{a b} destatis, Kapitel 20.10.4 in Statistisches Jahrbuch 1999
30. ↑ ^{a b} destatis: Löhne und Einkommen 2001, Aktualisierung vom 22. November 2005
31. ↑ ^{a b} destatis: Löhne und Einkommen 2003
32. ↑ Auf 22 Quantile verteilte Einkommen der komprimierten Einkommensteuerstatistik 2004, 28. April 2008
33. ↑ OECD (2008), Growing Unequal? – Income Distribution and Poverty in OECD Countries: Country Note Germany (in German): Deutschland (PDF); DIW: Die Einkommensdifferenzen haben seit der Jahrtausendwende stark zugenommen – und zwar in absoluten Zahlen ebenso wie im relativen Verhältnis. S. 5.
34. ↑ OECD: PDF
35. ↑ Joachim Merz: Hohe und niedrige Einkommen, Neue Ergebnisse zu Freien und anderen Berufen mit den Mikrodaten der Einkommenssteuerstatistik, 2006, S. 9
36. ↑ Wochenbericht des DIW Berlin Nr. 24/2010: Polarisierung der Einkommen: Die Mittelschicht verliert, S. 5 (Durchschnitt aller verfügbaren Einkommen pro Person, die nicht mehr als 30 % nach unten und weniger als 50 % nach oben vom durchschnittlichen verfügbaren Einkommen aller in Deutschland in Privathaushalten lebenden Personen abweichen, S. 3 und Kasten 1, S. 4). Verfügbares Einkommen: Einkommen nach Abzug von Steuern und Sozialabgaben zuzüglich erhaltener Sozialtransfers.
37. ↑ Wochenbericht des DIW Berlin Nr. 7/2010: Weiterhin hohes Armutsrisiko in Deutschland: Kinder und junge Erwachsene sind besonders betroffen, S. 4.
38. ↑ Joachim Merz: Hohe und niedrige Einkommen, Neue Ergebnisse zu Freien und anderen Berufen mit den Mikrodaten der Einkommenssteuerstatistik, 2006, S. 9
39. ↑ http://www.destatis.de/jetspeed/portal/cms/Sites/destatis/Internet/DE/Presse/pm/2011/10/PD11__378__731,templateId=renderPrint.psml