K w a r t a a l s c h r i f t E c o n o m i e , N u m m e r 2, 2005142

In de periode 1994-2001 is het arbeidsaanbod van zowel Nederlandse vrouwen als mannen sterk gestegen. Bij vrouwen speelde een trendmatige groei door sociale-normveranderingen een grote rol, terwijl het arbeidsaanbod van mannen relatief sterk toenam door de conjunc-turele opleving en de daling van de werkloosheid. Ook de stijging van het opleidingsniveau was een belangrijke factor voor zowel vrouwen als mannen. Vanaf 2001 lijkt de neergaande conjunctuur en de sterk oplopende werkloosheid een neerwaarts effect te hebben op de arbeidsparticipatie van mannen.

1 InleidingDevoortgaandevergrijzingendedaarmeegepaardgaandekostenvanpensioen-enzorgvoor-zieningenmakenhetvanbelangomvoldoendezichttekrijgenopdedeterminantenvandeontwikkelingvandearbeidsparticipatie.Eenversterkingvanheteconomischedraagvlakomde oplopende kosten van de vergrijzing op te vangen kan onder meer worden gecreëerd door eenverderegroeivanhetarbeidsaanbodvanvrouwenenmannen.Deafgelopentienjaarisdearbeidsparticipatievanmetnamevrouwensterkgestegen.Vanaf1994namdebrutoparti-cipatiegraad-hetaandeelvandevrouwelijkeberoepsbevolkingbestaandeuitwerkendenenwerklozenindetotalepopulatievanvrouwentussen15en64jaar-toemetgemiddeld1,1%-puntperjaartot58,7%in2004.Voormannenwasdezestijgingslechts0,3%-puntperjaar,waardoordebrutoparticipatiegraaduitkwamop78,2%in2004.1

Inditartikelwordenvierverklaringengegevenvoordetoenamevandearbeids-participatievanvrouwenenmannen,welkemiddelseendecompositievandestijgingvan de arbeidsparticipatie zullen worden gekwantificeerd. Ten eerste, de invloed van de

Conjunctuur en sociale normen: determinanten van arbeidsparticipatie*F r A n K C ö r v e r S * * e n m A A r t e n v e n d r i K * * *

* MetdankaanBartGolsteyneneenanoniemereferentvoorhuncommentaaropeeneerdereversievanditartikel.VerderwillenwijDionBongaertsenArnaudDupuybedankenvoorhunmedewer-kingensuggesties.

**ResearchcentrumvoorOnderwijsenArbeidsmarkt(ROA),UniversiteitMaastricht***DepartementAlgemeneEconomie,UniversiteitMaastricht1 Inditartikelzalgeenaandachtbesteedwordenaandearbeidsduurvandeparticiperendevrouwen

en mannen, welke eveneens van belang is voor het economische draagvlak. Zo is het aandeel vrouwendateenbaanheeftvoor35uurofmeerperweek,tussen1992en2001gedaaldvan47%naar37%(voormannentradereendalingopvan92%naar88%;EnquêteBeroepsbevolking,CBS).Doordezeverkortingvandegemiddeldewerkweekwerddedraagvlakvergrotingalsge-volgvandetoenemendearbeidsparticipatieafgeremd.

143K w a r t a a l s c h r i f t E c o n o m i e , N u m m e r 2, 2005

conjunctuuropdearbeidsparticipatie.Alsmaatstafvoordeconjunctuurzaldaarbijhetjaarlijksewerkloosheidspercentagewordengehanteerd.Wegaanervanuitdatdewerkloos-heid,metenigevertraging,reageertopdeeconomischegroei.Dooreenstagnatievandeeconomischegroeivaltimmersdebanengroeilageruit,ofwordtdezezelfsnegatief.Eenstagnerendewerkgelegenheidsgroeileidt,bijgelijkblijvendegroeivanhetarbeidsaan-bod,toteenstijgingvandewerkloosheid.Hetisaannemelijkdatdooreenstijgingvandewerkloosheidpersonendieactiefopzoekzijnnaarwerkenopkortetermijnbeschikbaarzijnvoordearbeidsmarkt,ontmoedigdrakenbijhuninspanningenomeenbaantevinden.Diteffectstaatbekendalshet‘discouragedworkereffect’(ziebijv.Finegan,1981;JonesenRiddell,1998).Hierdoorkunnenbijvoorbeeldvrouwenbesluitenzichmeerophuis-houdelijkeenzorgtakenterichten,enkunnenjongerenbesluitenomhundeelnameinhetregulierevoltijdsonderwijsteverlengen.Tevenszalopbeleids-eninstitutioneelniveaudeuitstroomnaararbeidsongeschiktheid(WAO)endevervroegdeuittrededoorprepensioenofVUTvergemakkelijktworden.Erisdansprakevan‘verborgenwerkloosheid’omdatper-sonen die niet actief zoeken naar een baan van 12 uur per week of meer, officiëel niet tot de werklozenwordengerekend.Datbetekentdatzijindearbeidsstatistiekengeendeelmeeruitmakenvandeberoepsbevolkingenhetarbeidsaanbod.Hierdoordaalthetaandeelvandeberoepsbevolking in de potentiële beroepsbevolking (i.e. iedereen tussen 15 en 64 jaar), i.e. debrutoparticipatiegraad.Omgekeerdkaneendalingvandewerkloosheideenaanmoedi-gingzijnomactieveropzoektegaannaarwerkenaanleidinggeventotaanscherpingvanderegelsvooruitstroomnaarWAO,VUTendevoltijdsedeelnameaanonderwijsactivitei-ten(ziebijv.Hassink,VanOursenRidder,1997).Hierdoorzaldebrutoparticipatiegraadjuisttoenemen. Tentweedezalwordenaangegevenhoegrootdeinvloedvanpersistentie-effectenopdearbeidsparticipatievanvrouwenenmannenisgeweest.Persistentietreedtopdoor-datontwikkelingenindearbeidsparticipatieinhetverledeneffecthebbenopdehuidigearbeidsparticipatie.Tenderdeheeftdeautonomegroeieenbelangrijkerolgespeeld,metnamebijdestijgingvandearbeidsparticipatievanvrouwen.Autonomegroeikaneenge-volgzijnvanzowel‘cohorteffecten’doorveranderingeninsocialenormenalsbeleidseffec-ten zoals fiscale stimulering van de arbeidsparticipatie en ingrepen in het uitkeringenstelsel (voorzoverdezenietgeïnduceerdwordendoorveranderingenindewerkloosheid). Totslotkunnenveranderingenindebevolkingssamenstellingdestijgingvandearbeidsparticipatieverklaren.Hierbijzalwordengekekennaardeveranderingenindeleef-tijdsopbouw,hetopleidingsniveau,deetniciteitendehuishoudsamenstellingvandebevol-king.2

Inparagraaf2wordtenkeleverklaringengenoemdvoordeontwikkelingvandearbeidsparticipatievanmannenenvrouweninNederlandtussen1969en2004.Inparagraaf

2 Inditartikelzijntweetijdreeksengebruikt.Degegevensoverdebrutoparticipatiegraadtussen1994en2004zijnafkomstiguitdeEnquête BeroepsbevolkingvanhetCBS(ziestatline.cbs.nl) enhebbenbetrekkingopdebevolkingtussen15en64jaar.Dereeksvan1969totenmet2004isafkomstigvanhetCentraalPlanbureau(ziedebijlagenbijhetCentraal Economisch Plan 2005,www.cpb.nl,bewerkingvanCBS-gegevensdoorhetCPB).Dezereeksheeftbetrekkingopdebevolkingtussen20en64jaar.

Conjunctuur en sociale normen: determinanten van arbeidsparticipatie

K w a r t a a l s c h r i f t E c o n o m i e , N u m m e r 2, 2005144

3wordteentheoretischmodelgepresenteerdomhetverbandtussenwerkloosheidenar-beidsparticipatietekunnenschatten.Hierbijwordtnaderingegaanopverschillendevormenvanpersistentieenophet‘discouragedworkereffect’inbredezin.Inparagraaf4wordendeschattingsresultatenweergegeven.Voorhetschattenvandeinvloedvanwerkloosheidopdeparticipatiegraadwordendetijdreeksgegevensvoordeperiodevan1969tot2004gebruikt.Inparagraaf5volgteendecompositievandevierhierbovengenoemdeverklarin-genvoorhetverloopvandeparticipatiegraad.Ditgebeurtvoordeperiodevanopgaandeconjunctuurtussen1994en2001endeperiodevanneergaandeconjunctuurtussen2001en2004.Aangegevenwordtwelkevandebovengenoemdefactorenhetbelangrijkstezijnomdeontwikkelingenvandearbeidsparticipatievanmannenenvrouwentekunnenverklaren.Inparagraaf6volgendeconclusies.

2 Lange-termijnontwikkeling van de arbeidsparticipatie

Deafgelopendecenniaheeftdearbeidsparticipatievanvrouwenenmannenzichgeheelverschillendontwikkeld.Figuur1geeftinzichtindebrutoparticipatiegraad(in%-punten)vanvrouwenenmannenendewerklozeberoepsbevolkingalspercentagevandeberoeps-bevolking(totaalmannenenvrouwen)tussen1969en2004.Aandestijgingvandearbeids-participatievanvrouwenligtduidelijkeenstijgendelange-termijntrendtengrondslag.DezestijgingisoverigensookwaartenemeninanderelandenvandeEuropeseUnie(EuropeseCommissie,2001).Destijgendearbeidsparticipatiehangtsamenmethetfeitdatvrouwenindejongerecohortengemiddeldminderkinderenkrijgendanvrouwenindeoudereco-horten.Bovendienstoppenzijmindersnelmetwerkenalszeéénofmeerkinderenkrijgen.Indienvrouwenweluitstromenvandearbeidsmarktiseronderdejongerecohortensteedsmeersprakevanherintrede.Vooreendeelzijndezecohorteffectenhetgevolgvaneenstij-gingvanhetgemiddeldeopleidingsniveau.3Dealternatievekosten(‘opportunitycost’)vannon-participatiezijnhogernaarmatehetopleidingsniveauhogerligtendeinkomstenuitbe-taaldearbeidstijgen.Inveelstudiesoverdeinderloopdertijdtoegenomenbereidheidvanvrouwenomteparticiperenopdearbeidsmarkt,blijktdestijgingvanhetopleidingsniveaueendominantefactortezijn(GomulkaenStern,1990;GrootenPott-Buter,1993;CörversenGolsteyn,2003;Gutiérrez-DomènechenBell,2004).Minofmeerinsamenhangmetditstijgendeopleidingsniveau,kunnendecohorteffectenooktoegeschrevenwordenaanpro-gressieveresocialenormenenbehoeftenmetbetrekkingtotarbeidsparticipatieinjongerecohorten(Vendrik,1993,1994;ziepar.5).

WetzelsenTijdens(2002)concluderendatgoedegegevensoverherintredeondervrouwennietbeschikbaarzijnvoorNederland.Opbasisvaneenniet-representatievesteek-proefonderwerkendevrouwenin2000/01vindenzijdat27%vandewerkendevrouwenherintrederszijn.Degemiddeldeloopbaanonderbrekingvandezevrouwenwas11,2jaar.Onderdezevrouwenwarenookveelouderen:12%vandeherintredershadeenloopbaan-

3 Zie voor de relatie tussen arbeidsparticipatie, kinderen krijgen, en opleidingsniveau voor de ver-schillendegeboortecohortenLiefbroerenDykstra(2000).

Frank Cörvers en Maarten Vendrik

145K w a r t a a l s c h r i f t E c o n o m i e , N u m m e r 2, 2005

onderbrekingvanmeerdan20jaar.Ditimpliceertdatnaastcohorteffectenookperiode-ef-fectenvandeconjunctuurbelangrijkkunnenzijnomeentoenamevandearbeidsparticipa-tieteverklaren,aangezieneendeelvandezevrouwenmetherintredegewachtlijktteheb-bentotdatdeaantrekkendearbeidsmarktherintredeweeraantrekkelijkensociaalgewenstmaakte.Volgensdezeverklaringzouoverigensdeparticipatiegroeionderouderevrouwenineenconjunctuurdalweerafnemen. Voordeverklaringvandearbeidsparticipatiewordtvaakverwezennaardezoge-naamdepersistentiehypothese.Hieriniseenlageparticipatiegraadvooraleengevolgvandesituatieinhetverleden.Aanpassingskostenvoorpersoneneninstitutiesmetbetrekkingtotarbeidsdeelnamezorgenervoordatsnelleveranderingenindearbeidsparticipatienietwaar-schijnlijkzijn.Afsprakendiepartnersmetelkaarmakenoverbetaaldwerkbuitenshuis,endearbeidsverdelingbinnenshuiszullenslechtslangzaamveranderen.Dergelijkeafsprakenzijnmedeafhankelijkvanexterneinstitutionelefactorenzoalsdebelastingwetgevingendekinderopvangvoorzieningen.Bovendienspeeltvoordearbeidsparticipatievanvrouweneenrolwatdesocialenormenophetgebiedvandetaakverdelingbinnenhethuishoudenenhetwerkenbuitenshuiszijn,enofanderevrouwenindereferentiegroepdeelnemenaanhetarbeidsproces.Aandeenekantzullendergelijkefactoreneenremmendeinvloeduitoefenenopveranderingenindeparticipatiegraad.Aandeanderekant,alsdearbeidsparticipatieindereferentiegroepenvanhuisvrouwentochgaatstijgen,zalditdezevrouwenaanzettenomooktoetetredentotdearbeidsmarktendaarmeedetoenamevandearbeidsparticipatiever-sterken(‘bandwagoneffecten’;ziebijv.Vendrik,1998).Voormannenkunnensoortgelijkeinvloedenvansocialenormen,institutionelearrangementenenbandwagoneffecteneenrolspelenbijvervroegdepensionering. Voormannenisertothetbeginvandejarennegentigsprakevaneendalendetrendindearbeidsparticipatie.Dewerkloosheidalspercentagevandeberoepsbevolkingwasvooralhoogindeperiodetussenhetbeginvandetachtigerjarentothalverwegedenegen-tigerjaren.Inhetbijzonderdeparticipatiegraadvoormannenvaltindezeperiodelageruitdanindeperiodeervoorenerna.Insamenhangmetdeconjunctureleontwikkelinghebbenbeleidsinitiatievengerichtophetstimulerenvandearbeidsparticipatievanoudereman-nenenhetterugdringenvandeinstroomineenarbeidsongeschiktheidsregelingeengrotereprioriteitgekregen,zoalsblijktuitdeinvoeringvaneenstrengerearbeidsongeschiktheids-regelingin1993.Voordietijdwashetnietongebruikelijkdatbijreorganisatiesovertolligouderpersoneelvoortijdiguittradofeenarbeidsongeschiktheidsuitkeringkreeg(ziebijv.Hassink,VanOursenRidder,1997).Hoewelhetsocialezekerheidsstelselsteedsverderisversoberd,ishetvooralvoorouderemannenaantrekkelijkombijbedrijfssaneringendearbeidsmarktderugtoetekerenalszijkunneningaanopeengunstigsociaalplanvandewerkgever,ofalsergeensollicitatieplichtvoorhenis.Hierdoorwordtdeinstroomindewerkloosheidafgeremd,waardoorhetwerkloosheidscijferooklageruitvalt.UitonderzoekvanKapteynenDeVos(1997)enBörsch-Supan(1998)oververvroegdepensioneringinNederlandinverschillendeEuropeselandenblijktdaterinNederlanderggroteprikkelswarenomvanaf60jaarvervroegdmetpensioentegaan.Sinds1997zijndeverschillende(pre)pensioenregelingeninNederlandaanhetversoberen,hetgeeneensterkeffectheeftop

Conjunctuur en sociale normen: determinanten van arbeidsparticipatie

K w a r t a a l s c h r i f t E c o n o m i e , N u m m e r 2, 2005146

dearbeidsparticipatievanouderen(Euwals,VanVuurenenWolthoff,2004). Personendieenigetijdnietaanhetarbeidsproceshebbendeelgenomenzijnmoeilijkerinzetbaardanpersonendierecentearbeidservaringhebben.Doorhetblijvengebruikenvaneerderverworvenkennisenvaardighedenendoorteblijveninvestereninonderwijsentrainingvanwerkendenkanimmerskennisverouderingwordentegengegaanendeproductiviteitoppeilwordengehouden(ziebijv.VanLoo,DeGripenDeSteur,2001).Werklozenhebbenduseengroterrisicoopkennisveroudering,maarkunnentevensdooreenslechtearbeidsmarktsituatieontmoedigdrakeninhunzoektochtnaareenbaan.Dit‘discouragedworkereffect’ontstaatbijeenhoge(ofsterkstijgende)werkloosheidenstag-natie(ofdaling)vandelonen4,envormteenextradrempelvoorniet-actievenomeenbaantevindenalszijweergeconfronteerdwordenmeteenaantrekkendearbeidsmarkt(Darby,HartenVecchi,2001).5DitgeldtafortiorivoorpersonendieonderinvloedvaneenrecessieindeWAOterechtgekomenzijn.Maarookwerkloosheidonderjongerenkanlittekensach-terlatenvoordearbeidsparticipatieoplatereleeftijd.SchweitzerenSmith(1974)sprekeninditverbandvande‘persistenceofthediscouragedworkereffect’.Daarnaastwerktditeffectdoorviadeendogeneterugkoppelingvandeparticipatiegraad(bandwagoneffecten)zoalshierbovenbeschreven. Institutionelefactorenzoalssocialezekerheidswetgevingenbelastingwetgevingkunnenzoweleengevolgalseenoorzaakzijnvanveranderingenindeeconomischesitu-atie,endedaarmeesamenhangendeveranderingenopdearbeidsmarkt.Desamenhangtussenontwikkelingenopdearbeidsmarktenhetnemenvanbeleidsinitiatievenopdezegebiedenvanwetgevingmaakthetuiteraardnieteenvoudigeromdetoenamevandear-beidsparticipatieexacttoeteschrijvenaanéénbepaaldeverklarendefactor.Inhetalgemeenkanechtergesteldwordendatalleenhelegroteveranderingeninbijvoorbeeldhetbelasting-stelsel een significante stimulans lijken te zijn voor de arbeidsparticipatie (bijv. Vlasblom, 1997,enCPB,2001).DitwashetgevaltoendeNederlandseoverheidhetmogelijkmaakteomdebelastingvrijevoetvandeminstverdienendepartnerovertedragennaardeander,waardoor het vooral voor vrouwen in deeltijdbanen fiscaal aantrekkelijker werd om betaald werk te verrichten. Een ander voorbeeld is de bezuinigingen op de studiefinanciering voor studenten,diealsmogelijkneveneffecthebbengeleidtoteengroterearbeidsparticipatie.Jongerenstuderennietalleensnellerafdanvoordeinvoeringvandetwee-fasenstructuurinhethogeronderwijs(OCW,2001),maarhebbenookmeerdanvoorheenbijbaantjesomhunstudietebekostigen(Statline,CBS).Hetisaannemelijkdatinstituties(waaronderwetge-ving)metenigevertragingreagerenopveranderendeeconomischeomstandigheden,maarookdatindividuenmetenigevertragingreagerenopwijzigingenindewetgeving.

4 Omdatbetrouwbaretijdreeksenoverdeloonontwikkelingvanaf1970nietbeschikbaarzijn,enomdateentoenamevandewerkloosheidnaarverwachtingeenremmendeffectheeftopdeloonontwikkeling,wordtinditartikelhet‘discouragedworkereffect’alleenweergegevendoorheteffectvanwerkloosheidoparbeidsparticipatie.

5 Wegaanhiernietverderinophetzogenaamde‘addedworkereffect’,waarbijvrouwenzichaan-biedenopdearbeidsmarktomhetinkomensverliesvandewerklozemanoptevangen.Diteffectblijktdoorgaansveelkleinertezijndanhet‘discouragedworkereffect’,omdathetalleenbetrek-

Frank Cörvers en Maarten Vendrik

147K w a r t a a l s c h r i f t E c o n o m i e , N u m m e r 2, 2005

Figuur1geefteenbeeldvanderelatietussendetoenamevandeparticipatiegraadendeafnamevandewerkloosheid.Degroeivandearbeidsparticipatievanmannenvanaf1995lijktmedeeengevolgtezijnvandeaantrekkendeconjunctuur,endedaarmeegepaardgaandedalingvandewerkloosheidenverkrappingopdearbeidsmarkt.6Voorvrouwenlijktechterdearbeidsparticipatietrendmatigtoetenemen,onafhankelijkvandeconjunc-tuur.UiteenonderzoekaandehandvantijdreeksendoorDarby,HartenVecchi(2001)voor vier landen (Frankrijk, Zweden, Japan en VS) blijkt evenwel dat over het algemeen juistvrouwenontmoedigdwordeninhunzoekgedragbijeenverslechteringvandearbeids-marktsituatie.VoorNederlandonderzochtenVanMourikenSiegers(1991)deinvloedvandewerkloosheidopdearbeidsparticipatieopbasisvaneenin1979gehoudensteekproef(AanvullendVoorzieningenOnderzoek,AVO79)vanmannenenvrouwenin125regio’s.7Zij vonden dat de arbeidsparticipatie van mannen wordt beïnvloed door fluctuaties in de kortdurigewerkloosheid,terwijldearbeidsparticipatievanvrouwenjuiststerkreageertopverschilleninpermanentewerkloosheidtussenregio’s.8OokVanHamenBüchel(2004a,b)vindenvooreensteekproefvanvrouweninWest-Duitslandin2001datvrouweninre-gio’smeteenhogewerkloosheidmindergemotiveerdzijnomeenbaantezoeken. ClarkenSummers(1982)nemenwerkloosheidalseenmaatstafvoordeconjunc-tuur in hun schattingsvergelijkingen voor de arbeidsparticipatie in de Verenigde Staten. Zij gaanuitvanhetwerkloosheidspercentagevanvolwassenmannenomhetconjunctuureffectteschatten,maarmakenbijhetschattenvandeparticipatievergelijkingenopbasisvandetijdreeksengeenonderscheidtussenmannenenvrouwen.Darby,HartenVecchi(2001)gebruikenhetbrutobinnenlandsproductalsmaatstafvoordeconjunctuur.Wijprefererenhetwerkloosheidspercentagealsmaatstaf,omdatwerkloosheideendirectereoorzaakisvanaanbodreactiesopdearbeidsmarktdanhetbrutobinnenlandsproduct.Hetwerkloosheids-percentageisdaarbijeenmaatstafvoordealgehelearbeidsmarktsituatie,dievooreenbe-langrijkdeeleengevolgisvandeconjunctuur.Tochisdewerkloosheidsvariabelemeerdanuitsluitend een indicatie voor de conjunctuur. Zo kan ook de demografische opbouw een rol spelenterverklaringvandewerkloosheidsontwikkeling.Doorontgroeningenvergrijzingneemtimmershetaanbodvanjongerenafterwijlouderenuittreden.Eenlagerarbeidsaan-bodgecombineerdmeteentoenemendevervangingsvraagleidttoteenkrapperearbeids-markteneenlagerewerkloosheid.Alsgevolghiervankunnenverschillendegroepenindepotentiële beroepsbevolking juist aangemoedigd worden om (actiever) een baan te zoeken.

6 Eenbevestigingvanhetbelangvanaanpassingenindearbeidsparticipatiebijvraag-schokkenkanwordengevondeninBroersmaenVanDijk(2002).

7 Wijhebbennietdebeschikkingoverapartetijdreeksenvoorwerkloosheidondermannenenvrouwenvan1969tot2003.Hetwerkloosheidspercentagevanmannenenvrouwenbewoogzichgedurendedelaatste10jaarechtervrijwelaltijdindezelfderichting.

8 Zij interpreteren de effecten van permanente en kortdurige werkloosheid op de participatie-graadals‘persistence’respectievelijk‘timing’.Derhalvezoubijmannenvooraldetimingvandearbeidsmarktintredeeenrolspelen,terwijlvrouwenjuiststructureellastlijkentehebbenvaneenhogeregionalewerkloosheid.HunschattingsmethodiekisgebaseerdopClarkenSummers(1982),diezowelinhuntijdreeksanalysealsinhuncross-sectie-analysevoordeVSgeenaanwij-zingenvindenvoortiming.VanMourikenSiegers(1991)gevenzelfookaandatvoor‘timing’overhetalgemeenweinigempirischeondersteuningwordtgevonden.Wezullenonshier,evenals

Conjunctuur en sociale normen: determinanten van arbeidsparticipatie

K w a r t a a l s c h r i f t E c o n o m i e , N u m m e r 2, 2005148

Eenkrapperearbeidsmarktkandaarbijookdeaanzetgeventotinstitutioneleaanpassingen(prikkelsinhetbelasting-ensociaalverzekeringsstelsel),waardooreveneensdearbeidspar-ticipatiewordtgestimuleerd. Zoals eerder opgemerkt houdt het ‘discouraged worker effect’ in dat werkzoe-kendenbijeenhogewerkloosheidinhunzoekgedragontmoedigdwordenenopdenduurvanwegeonvoldoendezoekactiviteitennietmeertotdeberoepsbevolkinggerekendworden.Ditimpliceertdatdesamenstellingvandeberoepsbevolkingintermenvanwerkendenenwerklozen,zoalsweergegevendoorhetwerkloosheidspercentage,vaninvloedisopdeom-vangvandeberoepsbevolking.Eenkanttekeningbijhetgebruikvandewerkloosheidsvari-abeleisdateenont-ofaanmoedigingseffectvanwerkloosheidopdebrutoparticipatiegraadookeen‘statistisch’feedbackeffectkanhebbenophetwerkloosheidspercentage.Ditisbij-voorbeeldhetgevalalseenhogerewerkloosheidleidttoteenlagerebrutoparticipatiegraad,maardaarmeeooktoteenveranderingindeverhoudingtussenhetaantalwerklozenenhetaantalwerkenden.Hetwerkloosheidspercentagezaldoorditfeedbackeffectalleendalenalswerklozenmeerdanproportioneeluittredenuitdeberoepsbevolking.Hetisookmogelijkdathetwerkloosheidspercentagestijgtdoordatermeerdanproportioneelwerkendenuit-treden.Degenendiehunbaankwijtrakenwordendandusnietzozeerwerkloos,maargaanveeleermetvervroegdpensioen,wordenarbeidsongeschikt,ofgaaneenopleidingvolgen.

FiGuur 1 Ontwikkeling van de bruto participatiegraad voor vrouwen en mannen, afge- zet tegen de ontwikkeling van de werkloosheid, 1969-2004Inflatieontwikkeling

Bron: CPB (2005)

Frank Cörvers en Maarten Vendrik

149K w a r t a a l s c h r i f t E c o n o m i e , N u m m e r 2, 2005

Inonzeanalysewordtdewerkloosheidalseenexogenevariabelebeschouwd.

3 Theoretisch modelIndezeparagraafwordenontmoedigings-enpersistentie-effectenineentheoretischmodelweergegeven.Ditmodelwordtindevolgendeparagraafgeschat.HettheoretischmodelisgebaseerdopeenuitbreidingvanClarkandSummers(1982).Eenstijgendewerkloosheidheefteenontmoedigendewerkingophetzoekgedragvanwerklozenwaardoorhetaanbodvanarbeid,uitgedruktindebrutoparticipatiegraad,zalafnemen.Hierbijwordtermeereke-ninggehoudendatwerkloosheidnietalleeneenonmiddellijkontmoedigingseffectkanheb-benopdeparticipatiegraad,maarookdatwerkloosheiduithetverledeninvloedkanhebbenop de huidige participatiegraad, doordat potentiële werkzoekenden te weinig arbeidsmark-tervaringhebbenopgedaanenhunkennisenervaringisverouderd.Daarnaastzullenerver-traagdeeffectenvandewerkloosheidoptredenophetbeleideninstituties(waaronderwet-geving)metbetrekkingtotWAO,VUTenonderwijs,endaarmeeopdeparticipatiegraad.Werkloosheidkandaarbijbeschouwdwordenalseenverschijnseldatsamenhangtmetdeconjuncturelesituatie.Deervaringenmetwerkloosheidinhethedenenverledenkunnenalsvolgtwordenweergegeven:

(1)

waarbijUt-idewerkloosheidinjaart-iis,λ defactoriswaarmeehetgewichtvandewerk-loosheidindevoorgaandeperiodesexponentieeldaalt,enLdeeen-periodevertragingsope-rator(‘lagoperator’)is.HetbovenstaandeprocesvanvertragingenwordtvoorgestelddoorKoyck(ziebijv.Gujarati,1988),ensteltonsinstaatomdedynamiekvandeontwikkelingvandeparticipatiegraadoprelatiefeenvoudigewijzeweertegeven. Depersistentieinhetverloopvandeparticipatiegraadwordtgemodelleerddoordeparticipatiegraadinelkjaarafhankelijktemakenvanalleparticipatiegradeninhetverle-den.Deinvloedvandevertraagdeparticipatiegradeninhetverledenisgebaseerdopband-wagoneffectentussenindividueneninstituties9.Bijhetlaatstekanbijv.gedachtwordenaaneenveranderinginhetbeleidvaneenbepaaldeoverheidsinstantiemetbetrekkingtotdeinstroomvandeberoepsbevolkinginWAO,VUTofonderwijs,diedanvervolgenseenandereoverheidsinstantieertoebeweegtookhaarbeleidteveranderen.Analoogaanver-gelijking(1)kanookeenuitdrukkingvoordecollectieveparticipatie-ervaringPt*wordenopgesteld,waarindeendogenedynamiekvandearbeidsparticipatiecentraalstaat:

(2)

HierbijisPt-1-ide(bruto)participatiegraadinjaart-1-i,µisdefactorwaarmeehetgewicht

9 Vergelijking(2)isanaloogaanvergelijking(6)inClarkenSummers(1982).Vendrik(2003)beargumenteertechterdatdedynamiekindeparticipatievergelijkingalleenbetrekkingheeftopbandwagoneffectentussenindividuen(eninstituties),ennietopeffectenvanindividuelegewoon-tevormingenwerkervaring.

Conjunctuur en sociale normen: determinanten van arbeidsparticipatie

K w a r t a a l s c h r i f t E c o n o m i e , N u m m e r 2, 2005150

vandeparticipatiegraadindevoorgaandeperiodesexponentieeldaalt,enLiswederomdeeen-periodevertragingsoperator.Indienweervanuitgaandatzoweldeervaringenmetwerkloosheidalsdiemetarbeidsparticipatieinvloedhebbenopdeactueleparticipatiegraad,dienenwevergelijking(1)en(2)alsvolgttecombineren:

(3)

Doorvergelijking(3)tevermenigvuldigenmet1- λLen1- µLwordtdezogenaamdeKoyck-transformatietoegepast(Gujarati,1988).DeKoyck-transformatiemaakthetmoge-lijk om een eindige tijdreeks te gebruiken om de grootte en de significantie van vertragin-geninhetverledenteschatten.

(4)

Herschrijvingvanvergelijking(4)levertop:

(5)

Deconstanteninvergelijking(5)kunnenwordensamengenomeninβ0*. Determen(λ + µ) β3(t - l)enµλβ3(t - 2)wordenopgenomeninβ0*endetrendtermβ3*t.Destoringstermenεt - (λ + µ)εt-l + µλεt-2wordenweergegevenalsεt*.Vanbelangvoordeschattingsprocedureis dat deze storingsterm aangeeft dat er sprake is van seriële correlatie (zie de volgende paragraaf).Hetbovenstaanderesulteertinvergelijking(6):

(6)

Hieruit kunnen we afleiden:

(7)

Opbasisvanhetdiscouragedworkereffect(inbredezin)wordteennegatievewaardevoorβ1verwacht.Daarentegenwordtvoordeparameterdiedebandwagoneffectenaangeeft,β2,eenwaardegroterdan0verwacht.Verderdienenµenλminimaal0(erzijndangeenvertragingen)enkleinerdan1tezijn.Hoegroterλenµ,hoebelangrijkerdeontwikkelingvandewerkloosheidrespectievelijkdeparticipatieverderinhetverledenisvoordehuidigeparticipatiegraad.Dezeparametersgevenderhalvedematevanpersistentieaan.Alsλ=0enβ1 <0danheefteenhogerewerkloosheidalleeneendirectnegatiefeffectopdepartici-patiegraad.Erisdangeenvertraagdeffectvanwerkloosheidopdeparticipatiegraad.Alsλ>0iserweleenvertraagdeffectvandewerkloosheidopdeparticipatiegraad.Merkopdat

Frank Cörvers en Maarten Vendrik

151K w a r t a a l s c h r i f t E c o n o m i e , N u m m e r 2, 2005

diteffectinde'gereduceerde-vormvergelijking'(7)verlooptviaPt-1enPt-2. Daarnaastiserookeen‘direct’effectvanPt-1opdeparticipatiegraadinvergelij-king(7).Degroottevanditeffectisafhankelijkvandebandwagoneffectenweergegevendoorβ2endevertragingsparameterµindestructurele-vormvergelijking(3).Alsparameterµgrootis,isersprakevaneensterkvertraagdeffectvandeontwikkelingvandeparticipa-tiegraadinhetverledenopdehuidigeparticipatiegraad.Schommelingenindewerkloos-heidleidendantotmindersterkeschommelingenindeparticipatiegraad.Ditisterugtezienindeterm-µβ1Ut-l,diealshetwarecorrigeertvoordeinvloedvaneenstijgendeofdalendeβ1Ut.Omgekeerdgeldtdateengrotewaardevandevertragingsparameterλhetrelatievebelangvandewerkloosheidsontwikkelinginhetverleden(tenopzichtevandeparticipatie-graadinhetverleden)voordehuidigeparticipatiegraaddoettoenemen.Hiergeldtdandatdezichzelfversterkendeinvloedvanschommelingenindeparticipatiegraadwordtbeperktdoordat−λ(µ+β2)Pt-2corrigeertvoordeinvloedvan(λ+µ+β2)Pt-1.Deschattingsvergelijkingdiedirectuitvergelijking(7)volgt,isweertegevenals:

(8)

Opbasisvandeuitkomstenvanderegressievergelijkingkunnendeparametersµ, λ enβ2wordenberekend:

,,

Merkopdatλtweeoplossingenheeftalsdediscriminantpositiefis.Hetisookmogelijkdatdooreennegatievediscriminantdegeschatteparametersα3enα4geenoplossinggevenvoorλenβ2.

4 De invloed van ontmoediging en persistentie op het arbeidsaanbodWeschattenvergelijking(8)opbasisvandeeerdergenoemdetijdreeksenvanhetCPBvoordebrutoparticipatiegraadvoormannenenvrouwenenhetwerkloosheidspercentage(man-nen en vrouwen gezamenlijk). Zoals eerder is aangegeven wordt er alleen al vanwege de Koyck-transformaties verwacht dat er seriële correlatie ontstaat in de storingsterm. Dit blijkt inderdaaduitdeDurbin-Watson-waardesalswemetdekleinste-kwadratenmethode(OLS)schatten.Ditimpliceertdatdevertraagdeparticipatiegraadendestoringstermmetelkaargecorreleerdzijn,hetgeenleidttotonzuiverheideninconsistentievandemetOLSgeschatteparameters.EvenalsClarkenSummers(1982)hebbenwederhalvemetbehulpvaninstru-mentenvoordevertraagdeparticipatiegraadgeschatintweefases(2SLS).Indeeerstefasewerdeenvergelijkingvoordeparticipatiegraadgeschatmetuitsluitendexogenevariabelen,inclusiefdeinstrumentenvoordeparticipatiegraad.Dezevariabelenzijn:jaar,jaarinhetkwa-draat,werkloosheid,werkloosheidvertraagd,totaleconsumptievebestedingenpercapita(al-leenbijmannen),brutobinnenlandsproductpercapita(alleenbijvrouwen),eninvesteringenpercapita.Devariabelendienietvoorkomenindetweedefase,i.e.jaarinhetkwadraat,de

Conjunctuur en sociale normen: determinanten van arbeidsparticipatie

K w a r t a a l s c h r i f t E c o n o m i e , N u m m e r 2, 2005152

consumptie,hetbrutobinnenlandsproductendeinvesteringen,dienenalsinstrumentvoordevertraagdeparticipatiegraad.DelaatstedriezijnafkomstiguitdeNationaleRekeningenvanhetCBS(beschikbaarviaStatline).Indetweedefasewerdvergelijking(8)geschatmetdeinstru-mentelevariabelenvoordeéénentweekeervertraagdeparticipatiegraden,hetwerkloosheidspercentage,hetvertraagdewerkloosheidspercentageendetijdtrend.

Intabel1hebbenwedebelangrijksteresultatenvoormannenenvrouwensamengevatdoordeschattingsuitkomstenvandevolledigevergelijkingweertegeven,envandevergelij-king na het successievelijk weglaten van telkens de meest insignificante variabele in de OLS-schattingen totdat de parameters die we overhielden significant waren op 5%-niveau. DestandaardfoutenvandegeschatteparametersmetOLShebbenweineersteinstantiege-bruiktomhetoptimalemodelteselecteren.Vervolgenshebbenwemet2SLServoor

Variabele volledig model optimaal model OLS- std.fout 2SLS- OLS- std.fout 2SLS- parameter (OLS) parameter parameter (OLS) parameter Mannen Constante 16,14 11,21 -9,22 17,55* 6,89 16,20 Ut -0,54* 0,16 -0,79 -0,68* 0,11 -0,71 Ut-1 0,35 0,18 0,83 0,46* 0,13 0,52 Pm,t-1 0,99* 0,19 0,67 0,80* 0,08 0,82 Pm,t,-2 -0,17 0,17 0,42 - - - T 0,01 0,02 0,07 - - - Gecorrigeerde R2 0,970 0,973 aantal observaties 31,0 32,0 Vrouwen Constante 7,59* 1,74 7,67 5,92* 2,45 4,9 Ut -0,27* 0,05 -0,15 -0,31* 0,07 -0,18 Ut-1 0,21* 0,08 0,10 0,27* 0,10 0,15 Pv,t-1 1,09* 0,16 0,71 0,81* 0,08 0,84 Pv,t-2 -0,35* 0,14 0,01 - - - T 0,29* 0,07 0,32 0,18* 0,07 0,20Gecorrigeerde R2 0,997 0,996 aantal observaties 31,0 32,0

Tabel 1 Uitkomsten van regressievergelijking (8) met bruto participatiegraad Pm,t voor mannen (m) en Pv,t voor vrouwen (v) als afhankelijke variabelen, 1969-2002

Opm.: Een sterretje (*) duidt op een geschatte OLS-parameter die significant is op 5%-niveau. Er is geschat met EViews Version 3.1. Bij de OLS-schattingen zijn de standaardfouten gecorrigeerd voor seriële correlatie volgens de Newey-West methode (zie ook Wooldridge, 2003). Voor de 2SLS-parameters zijn geen stan-daardfouten en significanties weergegeven.

Frank Cörvers en Maarten Vendrik

153K w a r t a a l s c h r i f t E c o n o m i e , N u m m e r 2, 2005

gezorgddatdegeschatteparameterszuiverenconsistentzijn10.Uitdetabelblijktdatbij mannen de twee keer vertraagde participatiegraad en de tijdtrend insignificant zijn en daaromontbrekeninhetoptimalemodel.BijvrouwenishetoptimalemodelvolgensOLSgelijkaanhetvolledigemodel.Uitdeberekeningvandeλopbasisvande2SLS-schattin-genbleekechterdatdeparameterλkleinerdan0was.Daaromhebbenweinhetoptimalemodelλ gelijkgesteld aan 0, wat impliceert dat de coefficient -λ(µ+β)vanPv,t-2invergelij-king(7)gelijkwordtaan0.Detweekeervertraagdeparticipatiegraadvaltdaardoorweguithetoptimalemodel.Intabel2zijnvervolgensdestructureleparametersuitdegeschatteparametersvoor2SLSvolgens het optimale model berekend. Dit is gedaan aan de hand van de afleidingen voor de structureleparametersaanheteindevandevorigeparagraaf.Daarisgeblekendaterinveelgevallentweemogelijkeoplossingenzijnvoordestructureleparameters.Detweevarianten

Parameter Mannen Vrouwen variant 1 variant 2 variant 1 variant 2 λ 0,82 0 0,84 0 β1 -0,71 -0,71 -0,18 -0,18 µ 0,73 0,73 0,85 0,85 β2 -0,73 0,08 -0,85 -0,01

Tabel 2 Parameterwaardes van vergelijking (3), op basis van regressievergelijking (8), optimaal model met 2SLS

Voordeinterpretatievandeschattingsvergelijkingvanmannenisvariant1nietplausibelomdatheteffectvandebandwagoneffecten,weergegevendoorβ2,sterknegatiefis.Volgensdeeerdergeformuleerdeverwachtingmoetβ2groterdan0zijn.Invariant2voordemannenisβ2welpositief.Hoewelβ2relatiefkleinis,speeltindezevariantdever-tragingµvandebandwagoneffectenopdeparticipatiegraadeenbelangrijkerol.Hetkorte-termijneffectvandewerkloosheidopdeparticipatiegraad,weergegevendoorβ1isgelijkaan–0,71.Erisgeenlange-termijneffectvanwerkloosheidomdatλgelijkisaan0.Voordeinterpretatievandeschattingsvergelijkingvanvrouwenisvariant1eveneensnietplausibelomdatereengrotenegatievewaardevoorβ2wordtgevonden.Invariant2voordevrouwenwordtereenzeerklein(negatief)effectvoorβ2gevondenmeteengrotevertraging.Dege-schatteparameterβ2 wijkt echter niet significant van 0 af. Evenals bij de schattingsvergelij-kingvoordemanneniseruitsluitendeendirecteffectvandewerkloosheidopdeparticipa-tiegraad(β1),waarbijvertragingengeenrolspelen(i.e.λisgelijkaan0).Heteffectvandewerkloosheidisechteraanzienlijkkleinerdanbijdemannen.Opgrondvandeuitkomstenindetabel2hebbenwezowelbijdemannenalsdevrouwengekozenvoorvariant2.

10Degewone(i.e.ongecorrigeerde)standaardfoutenvandegeschatteparametersendeR2 hebbenweinigofgeenbetekenisalsermet2SLSgeschatwordt.Daaromzijnzenietopgenomenintabel1. Zie voor verdere toelichting bijv. Wooldridge (2003).

Conjunctuur en sociale normen: determinanten van arbeidsparticipatie

K w a r t a a l s c h r i f t E c o n o m i e , N u m m e r 2, 2005154

Wekunnennudelange-termijninvloedvanveranderingenindewerkloosheidUtendetijdtrendt zichtbaarmakendoordelange-termijnparticipatiegradenPm,t*enPv,t*te bepalen. Deze lange-termijnparticipatiegraden zijn gedefinieerd als de lange-termijne-venwichtswaardenvandekorte-termijnparticipatiegradenvoorconstantewaardenvandeexogenevariabelen,d.w.zvoorUt-1=Ut, t-1=t,en Pt-2=Pt-1=Pt(evenwichtsvoorwaarde).Alswedezegelijkhedensubstituerenindevergelijkingenvoordeoptimalemodellenenvervol-gensPm,t= Pm,t*enPv= Pv,t*hieruitoplossen,krijgenwe:

(9)

(10)

Vergelijking(9)voormannenimpliceertdateenstijgingvandewerkloosheidmet1%-puntoplangetermijntoteendalingvandeparticipatiegraadmet1,04%-puntleidt.Ditiseengrooteffect.Bijvoorbeeld,in1993bedroegdetotalemannelijkeberoepsbevolkingonge-veer5,3miljoen(CBS).Van1993naar1994steegdewerkloosheidmetbijna1%-punt.Ditbetekendeeenaanwasvanhetaantalwerklozenmet53.000personen.Ditzouvolgensver-gelijking(9)oplangetermijnleidentoteendalingvandeparticipatiegraadmet1,04%vandetotalemannelijkebevolkingtussen20en64jaarin1993,datwilzeggentot1,04/0,80=1,30%vandetotalemannelijkeberoepsbevolkingin1993,waarbij0,80departicipa-tiegraad/100in1993is.Hetaantalpersonenwaarmeeoplangetermijndemannelijkebe-roepsbevolkingzouafnemenzoudandus55.120bedragenendusmeerdandetoenameinhet aantal werklozen! Hierbij gaat het zowel om werklozen die ontmoedigd raken en niet meeractiefnaarwerkzoeken,alsdewerkendendiebijvoorbeeldonderwijsgaanvolgen,huishoudelijkeofzorgtakenopzichgaannemen,ofindeWAO,VUT/prepensioenregelingterechtkomendoordatdetoeganghiertoeals gevolg van de toenemende werkloosheid ver-soepeldwordt(institutioneeleffect).Dezesterkeinvloedvandewerkloosheidopdepartici-patiegraadoplangetermijnkomtinFiguur2totuitingindesterkeschommelingvanPm,t*metdeconjunctuur.Dewerkelijke(‘korte-termijn’)participatiegraadPm,twijkthierbehoor-lijkvanafenverlooptveelgeleidelijkeralsgevolgvandesterkepersistentievanPm,t.Dehoge coëfficiënt 0,82 van Pm,t-1

inhetoptimalemodelmet2SLSinTabel1impliceertineen‘error-correction-mechanism’-formulering van vergelijking (8) een aanpassingscoëfficiënt vanslechts1-0,82=0,18,datwilzeggendeaanpassingvanPm,taanPm,t*iszeerpartieel.

Vergelijking(10)voorvrouwengeefteenheelanderbeeld.Hierleidteenstijgingvandewerkloosheidmet1%-puntoplangetermijnslechtstoteendalingvandeparticipa-tiegraadmet0,16%-puntenisdezedalingveelkleinerdandestijgingvan1,21%-puntperjaaralsgevolgvandetrend.DitkomttotuitinginFiguur3,dienaastdelange-termijnPv,t*endewerkelijke(‘korte-termijn’)Pv,tookdelange-termijnPv,t*bijdegemiddeldewaarde5,2%vanUtoverdeheleperiode1970-2004laatzien.Dezelaatste Pv,t*isgecorrigeerdvoordeinvloedvanUtengeeftdushet‘pure’effectvandetrendopdevariatievanPv,t*weer.Hetisduidelijkdatdeconjunctuurhierslechtskleineafwijkingenvandeoverheer-

Frank Cörvers en Maarten Vendrik

155K w a r t a a l s c h r i f t E c o n o m i e , N u m m e r 2, 2005

sendetrendinPv,t*veroorzaakt.Dewerkelijke,korte-termijnparticipatiegraadPv,tligthierflink boven, maar past zich geleidelijk aan aan de lange-termijn Pv,t.De hoge coëfficiënt 0,84vanPv,t-1

inhetoptimalemodelmet2SLSinTabel1impliceerteenkleineaanpassings-coëffi-ciënt van 1-0,84=0,16.

FiGuur 2 De werkelijke participatiegraad (Pm) en de lange-termijn participatiegraad (Pm

*)van mannen, 1970-2004

5 Decompositie van effectenDesterketrendmatigegroeiindearbeidsparticipatievanvrouwendoetdevraagrijzenwel-kefactorenhierachterverscholenliggen.Voordeperiodena1994beschikkenweoverdatavanhetCBSwaarmeewedezevraagkunnenbeantwoorden.Eendecompositie-analysesteltonsinstaatomvoorzowelvrouwenalsmannendebijdragenvaneenaantaldeterminantenaandestijgingenendalingenvandeparticipatiegraadtebepalen.Indezecompositie-ana-lysewordttevensgebruikgemaaktvandesimulatieschattingenvandeeffectenvanveran-deringenindewerkloosheidopdeparticipatiegraadenvandeendogeneaanpassingsdyna-miekvandeparticipatiegraad.Omdezeeffectenzoduidelijkmogelijknaarvorentelatenkomen,makenweeenonderscheidtussendeperiode1994-2001vanopgaandeconjunctuur,waarindewerkloosheidgedaaldisvan8,3%naar3,3%,endeperiode2001-2004vanneer-gaandeconjunctuur,waarindewerkloosheidgestegenisvan3,3%naar6,2%(CPB,2005).Voorvrouwenisindieperiodende(bruto)participatiegraadgestegenmetrespectievelijk

Conjunctuur en sociale normen: determinanten van arbeidsparticipatie

K w a r t a a l s c h r i f t E c o n o m i e , N u m m e r 2, 2005156

FiGuur 3 De werkelijke participatiegraad (Pv) en de voor werkloosheid ongecorrigeerde (Pv

*) en gecorrigeerde (Pv* met U gemiddeld) lange-termijnparticipatiegraad

van vrouwen, 1970-2004

8,6%-punten2,5%-punt,terwijldeparticipatiegraadvanmannentoenammet3,5%-punttussen1994en2001enafnammet0,7%-punttussen2001en2004(CBSStatline).

Tabellen3en4gevendedecompositiesweervandestijgingenendalingenvandeparticipatiegradenvanvrouwenenmannennaardeachtergrondkenmerkenvanpersonen(Statline,CBS),dewerkloosheid,deendogeneaanpassingsdynamiekeneenrestpostvanautonomeveranderingen.Deachtergrondkenmerkenhebbenbetrekkingopdeveranderingvandebevolkingssamenstelling,namelijkdeveranderingvandeleeftijdsopbouw,hetop-leidingsniveau,deetniciteitendehuishoudsamenstelling.Voordezevierdeterminantenisnagegaanwatdebijdrageaandestijgingvandegemiddeldearbeidsparticipatievandehelepopulatiewasindetweeperiodes,alsdeparticipatiegraadvoorelkegroepmeteenbepaaldachtergrondkenmerkconstantgehoudenwordt(ophetniveauvan1994,respectievelijk2001).Dedalingofstijginginparticipatiegraaddiebijiederkenmerkisweergegevenheeftdusuitsluitendbetrekkingopdeveranderingvandesamenstellingvandebevolkingwatbetreft leeftijd, opleiding, etniciteit en huishouden. Zo werden bijvoorbeeld de participa-tiegradenindeverschillendeleeftijdsklassenconstantgehoudenindetweeperiodes.Devervolgensberekendestijgingvandegemiddeldearbeidsparticipatiepergeslachtisdanuitsluitendhetgevolgvandeveranderingvandeleeftijdsopbouwvoorvrouwenofmannen.

Deveranderingindeleeftijdsopbouwheeftnaarverwachtingeennegatiefeffectopdearbeidsparticipatie.Ouderenhebbenimmerseenlagereparticipatiedanjongeren.In

Frank Cörvers en Maarten Vendrik

157K w a r t a a l s c h r i f t E c o n o m i e , N u m m e r 2, 2005

combinatiemetdevergrijzingvandebevolkingleidtdattoteenlageregemiddeldearbeids-participatienaverloopvantijd.Ditblijktvoorzowelvrouwenalsmannentegelden.Doordevoortgaandevergrijzingisheteffectopdearbeidsparticipatierelatiefgrootgedurendedelaatstedriejaarinvergelijkingmetdezevenjaartussen1994en2001,inhetbijzondervoordemannen. Opvallendisverderdegroteinvloedvandestijgingvanhetopleidingsniveauvandebevolkingtussen15en64jaaropdetoenamevandearbeidsparticipatie.Metnamebijvrouwenverklaartdestijgingvanhetopleidingsniveaueengrootdeelvandetoenamevande arbeidsparticipatie. Zoals verwacht had de verandering van de bevolkingssamenstelling naaretniciteiteennegatiefeffectopdearbeidsparticipatie.Deallochtonenvanveelalniet-westerseafkomsthebbeneenlagerearbeidsparticipatiedandeautochtonen.Verderhaddeveranderdehuishoudsamenstellingtussen1994en2001,vooraldetoenamevanhetaandeelvrouwenmeteenpartnermaarzonderkinderen,envanhetaandeelalleenstaandevrouwen

Determinant Vrouw Man %-punt % %-punt % Leeftijdsopbouw -1,5 -17 -0,2 -6 Opleidingsniveau 2,4 28 0,5 16 Etniciteit -0,5 -5 -0,5 -15 Huishoudsamenstelling 0,3 3 -0,1 -2 Werkloosheid 0,8 10 3,4 98 Aanpassingsdynamiek -0,7 -8 0,6 16 Autonoom 7,8 90 -0,2 -6 Totaal 1994-2001 8,6 100 3,5 100

Tabel 3 Decompositie van de stijging van de bruto arbeids- participatie bij een opgaande conjunctuur, 1994-2001

Determinant Vrouw Man %-punt % %-punt % Leeftijdsopbouw -0,9 -37 -0,8 111 Opleidingsniveau 1,3 53 0,5 -68 Etniciteit -0,1 -4 -0,1 10 Huishoudsamenstelling -0,1 -2 -0,2 30 Werkloosheid -0,5 -20 -2,2 296 Aanpassingsdynamiek -0,2 -8 0,2 -30 Autonoom 3,0 119 1,8 -249 Totaal 2001-2004 2,5 100 -0,7 100

Tabel 4 Decompositie van de stijging van de bruto arbeids- participatie bij een neergaande conjunctuur, 2001-2004

Conjunctuur en sociale normen: determinanten van arbeidsparticipatie

K w a r t a a l s c h r i f t E c o n o m i e , N u m m e r 2, 2005158

(metenzonderkinderen),eenkleinepositieveinvloedopdearbeidsparticipatievanvrou-wen.

Deeffectenvandedalingenstijgingvandewerkloosheidopdearbeidsparticipatiezijnbepaaldopbasisvansimulatiesvandegeschattevergelijking(8)voordetweeperiodesbijconstantblijvendewaardevandetijdvariabelet(gelijkaandieinhetuitgangsjaar1994,respectievelijk2001).11Dehieruitberekendetoe-enafnamesvandeparticipatiegraadoverdetweeperiodeszijnechternietalleenhetgevolgvandedalingenenstijgingenvandewerkloosheidindieperiodes,maaromvattenookaanpassingenvandeparticipatiegraadaandelange-termijnparticipatiegraaddiegeldtaanhetbeginvanelkeperiode.Degroottevandezeaanpassingseffectenisberekendopbasisvansimulatiesvandegeschattevergelij-king(8)voordetweeperiodesbijconstantblijvendewaardenvandetijdvariabeletèndewerkloosheidUt(gelijkaandieinhetuitgangsjaar1994,respectievelijk2001).Dehieruitberekendetoe-enafnamesvandeparticipatiegraadoverdetweeperiodeszijnvooralbijvrouwenrelatiefklein.Omhetpureeffectvandedalingenenstijgingenvandewerkloos-heidtebepalenzijndezetoe-enafnamesvandeparticipatiegraadvervolgensafgetrokkenvan de boven berekende toe- en afnames bij variërende werkloosheid. Bijvrouwenverklaartdedalingvandewerkloosheidslechts10%vandetotalestijgingvandearbeidsparticipatievan8,6%-punttussen1994en2001enresteertereenzeergroteautonomecomponentvan90%,waaropwehierondernaderzulleningaan.Bijmannenisdetoenamevandearbeidsparticipatievan3,5%tussen1994en2001vooralhetresultaatvaneengrootconjunctuureffectvandedalingvandewerkloosheid.Indeperiode2001-2004heeftdestijgendewerkloosheideendrukkendeffectopdearbeidsparticipatievanvrouwen(-20%),maarwordtditmeerdangecompenseerddooreenzeergroteauto-nomecomponentvan119%.Bijmannenisereenzeergrootnegatiefconjunctuureffectvandestijgingvandewerkloosheid,datvooralgecompenseerdwordtdooreengroteautonomecomponent(ziehieronder).

Autonome groei van de arbeidsparticipatieDezeerhogepercentagesvandeparticipatiegroeivanvrouwenindeperiodes1994-2001en2001-2004diehetgevolgzijnvanautonomeontwikkelingenrespectievelijk90en119%,zijnwellichtvooreengrootdeeltoeteschrijvenaande,vanuiteenemancipatieoog-punt,progressieveresocialenormenenbehoefteninjongeregeboortecohorten,voor zover niet het gevolg of de oorzaak van een hoger opleidingsniveau.Dezelaatstenuanceringisbelangrijk,omdatdoorgaanswordtaangenomendatprogressieveresocialenormenhetge-

11Wehebbenhiergeenrekeninggehoudenmetdemogelijkeasymmetrietussendeeffectenvaneenstijgingeneendalingvandewerkloosheidopdebrutoparticipatiegraad.Ontmoedigingseffectenkunnengroterofkleinerzijndanaanmoedigingseffecten.Bovendienkunnendegrootteendesignificantie van de effecten verschillen tussen leeftijdsklassen. Zie Darby, Hart en Vecchi (2001) vooreenanalysevandeontwikkelingvandearbeidsparticipatieinvierlanden.Integenstellingtotonzeanalyselijkthet‘discouraged-workereffect’indezestudiezichvooralvoortedoenondervrouwen.Destudielaatechterziendatookwatdatbetreftbelangrijkeverschillentussenlandenoptreden.

Frank Cörvers en Maarten Vendrik

159K w a r t a a l s c h r i f t E c o n o m i e , N u m m e r 2, 2005

volgzijnvaneenhogeropleidingsniveau.Onzeanalyselaatziendaternaasteeneffectdatpositiefsamenhangtmethetopleidingsniveau(28%)eenveelgroterautonoomeffectlijkttezijndatonafhankelijkisvanhetoplei-dingsniveau(zieTabel1).Hierlijktdusspraketezijnvaneeninvloedvancultureleveranderingendieveruitgaatbovendeinvloedvanhetopleidingsniveau.12Hoehetookzij,beideinvloedenleidentoteensterkcohorteffectopdeparticipatie,datwilzeggendeparticipatieneemtsterktoedoordatjongere,meerparti-ciperendecohortendearbeidsmarktbetredenenouderecohortenmetpensioengaan.13Deprogressieveresocialenormenvanjongerecohortenzijnvooralontstaanintijdendatdepubliekeopinieoverhetwerkenvanmoedersvanschoolgaandeofkleinekinderensterkaan verandering onderhevig was. Zo was de groei van de arbeidsparticipatie tussen 1994 en2001hetsterkstondervrouwendiedeeluitmakenvaneenouderpaar(15,7%-punt)envoorvrouwenindeleeftijdsklassevan45tot54jaar(14,3%-punt).Decohortenindezeleeftijdsklassehebbenhunnormenmetbetrekkingtotparticipatiewellichtalvooreenaanzienlijkdeelgevormdtoenze15à25jaaroudwaren,dusongeveer30jaarervoorrondrespectievelijk1964en1971.EnquêtegegevensvanhetSCPlatenziendatjuistindetus-senliggendeperiode(deroerigejarenzestig)eenenormeverschuivingindepubliekeopinieoverhetwerkenvangetrouwdevrouwenmetschoolgaandekinderenplaatsvond.Terwijlin196584%vandeNederlandsebevolkingditafkeurde,wasditpercentagein1971gezakttot44%.Ookdaarnazaktehetpercentage,maarmindersneltot16%in1995.Bovendienismenpositievergaandenkenoverhetwerkenvanvrouwenmetkleinekinderen(SCP,1999,Tabel5.9).Derhalvekondengedurendedegeheleperiodevan1965tot1995veranderingenindepubliekeopiniehuninvloedopdesocialenormenvanjongerecohortenlatengelden.14Zoals boven geïllustreerd, bieden deze veranderingen een verklaring voor cohorteffecten op departicipatiedievele jaren later optreden, dus ook na 1995! Na1995isdeveranderinginsocialenormenminofmeertotstilstandgekomenofzelfsenigszinsomgeslagen(SCP,2002).Eeninteressanteontwikkelingisdatereentoenemendepolarisatielijktteontstaantussenenerzijdscarrièrevrouwendiebewustgeenkinderennemenenanderzijdshuisvrouwendiegenoegtijdvoorhunkinderenwillenhebben(HilhorstenTonkens,2001;zieookHakim,2000).Ditheeftwellichtbijgedragenaandebevindingdatdeparticipatie-groeitussen1994en2001inleeftijdsklassenjongerdan30jaaraanzienlijklagerwasdanvoordehelepopulatie,enhetiswaarschijnlijkookmedeverantwoordelijkzijnvoordeafvlakking vandeparticipatiegroeivanvrouwenjongerdan30jaarna2001(zieookCPB,2001). Bijmannenheeftdeautonomecomponenteenkleinendrukkendeffectopdestijgingvandearbeidsparticipatieindeperiode1994-2001,maareenzeergrootentegenwerkendeffectopdedalingvandearbeidsparticipatiena2001(Tabel1).DitlaatstelijktvooraleengevolgvanhetbeleidvandekabinettenKokenBalkenendeterstimuleringvandearbeids-participatievanmetnamenietvolledigarbeidsongeschiktenenouderen.

12 Zie Vendrik (1993), Sectie 9.11, voor een mogelijke verklaring.13 Zie de eerder genoemde notitie van het CPB (2001) voor het belang van cohorteffecten

voordeverwachtetoekomstigegroeivandearbeidsparticipatie.14 Zie De Neubourg and Vendrik (1994) en Vendrik (2003) voor modelmatige uitwerkingen van de

Conjunctuur en sociale normen: determinanten van arbeidsparticipatie

K w a r t a a l s c h r i f t E c o n o m i e , N u m m e r 2, 2005160

6 BesluitVoordekomendejarenzaldeontwikkelingvandebrutoparticipatiegraadvooreenbelang-rijkdeelbepaaldwordendooreenverderestijgingvanhetopleidingsniveauendevoort-gaandevergrijzing.Destijgingdiehieruitresulteertkanrelatiefgoedwordeningeschat.Voormannenisdeontwikkelingvandebrutoparticipatiegraadinsterkemateafhankelijkvandeconjunctuur,endestijgingvandeparticipatiegraadonderdenietvolledigarbeids-ongeschiktenendeouderen.Voorvrouwendaarentegenishetaldannietdoorzettenvandeautonomelange-termijntrendvangrootbelang.Vanwegedeafvlakkingvanveranderingeninsocialenormenendepolarisatievanvoorkeurenna1995kanbijongewijzigdbeleidver-wachtwordendatdezeautonometrendverderzalafzwakkennaarmatedecohorteffecteninhogereleeftijdsklassenvansociale-normveranderingenvanvoor1995‘uitsterven’.Gezienhetnoggroteverschilinparticipatiegraadtussenvrouwenenmannenindehogereleeftijds-klassenlijktdestijgingvandeparticipatiegraadvanouderevrouwenzichvooralsnogdoortezullenzetten. Uitdeanalyseinditartikelvolgtdatbijhetnemenvanbeleidsmaatregelengerichtophetstimulerenvandearbeidsparticipatiedevolgendeoverwegingenvanbelangkunnenzijn:• Investeringeninhetonderwijsstelselgerichtopeenverdereverhogingvanhetgemid-

deldeopleidingsniveaulijkeneenadequateremedietegeneentoekomstigeterugvalvande(stijgingvande)arbeidsparticipatietengevolgevandevergrijzing.Participatieopdearbeidsmarktissterkgerelateerdaandeinvesteringenvanindividueninhunmenselijkkapitaal,nietalleenvoorschoolverlaters,maarookvoorwerkendenlaterinhuncarrière.Hetbeperkteloopbaanperspectiefvanongeschooldenenlagergeschool-denkanimmersleidentoteenvoortijdigeuitstroomuitdearbeidsmarkt.Vanuitdezeoptiekishetterugdringenvandevoortijdigeschooluitvalenhetstimulerenvanhetbehalen van een startkwalificatie voor de arbeidsmarkt (minimaal MBO-niveau) van grootbelangvoordetoekomstigeparticipatiegroei.

• Dearbeidsparticipatievanmannenblijktsterkgerelateerdtezijnaandeconjunctuur,hetgeendevraagoproeptofhierwelruimteisvoorhetnemenvaneffectievebeleids-maatregelen.Daarbijmoeterrekeningmeewordengehoudendatmaatregelendiena1993,indeopgaandefasevandeconjunctuur,genomenzijnomdeuitstootvanou-derearbeidskrachtentegentegaaneengevolgzijngeweestvandegroteschaarsteopdearbeidsmarkt.Hetisderhalvemaardevraagofdergelijkemaatregelennogzoveelprioriteitzullenbehoudenbijdehuidigehogewerkloosheid,enofdezemaatregelenvoldoendeinvloedzullenhebbenophetpersoneelsbeleidvanbedrijven(endeover-heidalswerkgever).Wellichtdatdearbeidsparticipatievan(oudere)mannennoghetmeestgediendismeteengeneriekbeleidgerichtophetversterkenvandeeco-nomischestructuurvanconjunctuurgevoeligesectoren.Anderzijdskanvaneenweeraantrekkendeconjunctuureenaanzienlijkpositiefeffectopdearbeidsparticipatievanmannenverwachtworden.

• Aangeziendesterkegroeivandearbeidsparticipatieondervrouwenvooreengroot

Frank Cörvers en Maarten Vendrik

161K w a r t a a l s c h r i f t E c o n o m i e , N u m m e r 2, 2005

deeleengevolglijkttezijnvansterkeveranderingeninsocialenormentenaanzienvanwerkendemoedersindejarenzestigendaarna,ligthetvoerenvanbeleidgerichtopdebeïnvloedingvansocialenormenvoordehand.Onzeanalysesuggereertdatsocialenormeneengrooteffectopdearbeidsparticipatievanvrouwenhebben,onaf-hankelijkvanenookbeduidendgroterdanheteffectvandeverhogingvanhetoplei-dingsniveau.Hetisdanechternietdirectduidelijkhoedebovengenoemdeafvlakkingvansociale-normveranderingenenpolarisatievanvoorkeurenkunnenwordenvoor-komen.Derond1995ingezettestabilisatieofzelfstoenamevanhetaantalvrouwendie(tijdelijk)willenstoppenmetwerkenalszemoederzijngeworden,hangtwaar-schijnlijksamenmetdeaanhoudende-enin2002zelfslichtgestegen-weerzintegencrèches(SCP,2002).Daarnaastlijktnietalleenbijmannen,maarookbijvrouwendecarrièregerichtheidaftenemen(GiesenenJungmann,2003).Vooralvoorlaagopge-leidevrouwenkunneneendreigendeafbouwvansubsidieplaatsenenhogereprijzenvoorkinderopvangfunestzijnvoorhunmotivatieomeenbaanteaanvaarden.Omdearbeidsparticipatieondervrouwenverdertedoenstijgendientjuisteenreductievandekostenvankinderopvangvoormetnamehuishoudensmetlagereinkomenseneenverdereverbeteringvandekinderopvangfaciliteitenmetkrachtbevorderdteworden.Hierligteentaakvoorzoweldeoverheidalsdesocialepartners.Geziendeslechteeconomischesituatieendevoordeparticipatievanvrouwenongunstigecultureleontwikkelingen,zullenzijvangoedenhuizemoetenkomenomhettijtekeren.

Conjunctuur en sociale normen: determinanten van arbeidsparticipatie

K w a r t a a l s c h r i f t E c o n o m i e , N u m m e r 2, 2005162

LiteratuurBörsch-Supan,A.(1998),Incentive effects of

social security on labor force participation: evidence in Germany and across Europe,Na-tionalBureauofEconomicResearch,NBERWorkingpaperNo.6780,CambridgeMass.

Broersma,L.enJ.vanDijk(2002),RegionallabourmarketdynamicsintheNetherlands,Papers in Regional Science,81,pp.343-364.

CPB(2001),Arbeidsparticipatie van vrouwen,CPBNotitie,DenHaag.

CPB(2005),Centraal Economisch Plan 2005,april,DenHaag.

Clark,K.B.enL.H.Summers(1982),Labourforceparticipation:timingandpersistence,Review of Economic Studies,49,pp.825-844.

Cörvers,F.enB.Golsteyn(2003),Changes in women’s willingness to work in a tightening labour market: the impact of preferences, wages and individual characteristics,ROA-R-2003/5E,UniversiteitMaastricht.

Darby,J.,R.A.HartenM.Vecchi(2001),Labourforceparticipationandthebusinesscycle:acomparativeanalysisofFrance,Japan,SwedenandtheUnitedStates,Japan and the World Economy,13,pp.113-133.

EuropeseCommissie(2001),Employment in Europe 2001,Luxembourg.

Euwals,R.,VanVuuren,D.enR.Wolthoff(2004),Prepensioen en arbeidsparticipatie ouderen,CPBMemorandum101,DenHaag.

Finegan,T.A.(1981),DiscouragedWorkersandEconomicFluctuations,Industrial and Labor Relations Review,35,pp.88-102.

Giesen,P.enB.Jungmann(2003),Patatgeneratieverdwijnt,idealismeisterug,Volkskrant,26/27april,p.1.

Gujarati,D.N.(1988),Basic Econometrics,Mc-Graw-HillInternationalEditions.

Gomulka,J.andN.Stern(1990),TheEmploy-mentofMarriedWomenintheUnitedKing-dom1970-83,Economica,57,pp.171-199.

Groot,W.andH.Pott-Buter(1993),WhyMarriedWomen’sLaborSupplyintheNetherlandsHasIncreased,De Economist,141,pp.238-255.

Gutiérrez-Domènech,M.andB.Bell(2004),Female Labour Force Participation in the UK: Evolving Characteristics or Changing Behaviour?,mimeo,BankofEngland.

Hakim,C.(2000),Work-lifestyle choices in the 21st century,OxfordUniversityPress.

Ham,M.van,andF.Büchel(2004a),Unwilling or Unable? Spatial, Institutional and Socio-Economic Restrictions on Females’ Labor Market Access,InstituteoftheStudyofLa-bor, IZA Discussion Paper No. 1034, Bonn.

Ham,M.vanandF.Büchel(2004b),Females’ Willingness to Work and the Discouragement Effect of a Poor Local Childcare Provision,Institute of the Study of Labor, IZA Discus-sionPaperNo.1220,Bonn.

Hassing,W.H.J.,J.C.vanOursenG.Ridder(1997),Dismissalthroughdisability,De Economist,145,pp.24-46.

Hilhorst,P.enE.Tonkens(2001),Démasqué

vanhetdeeltijdwerk,Volkskrant,24maart,Reflex, p. 3.

Jones,S.R.G.andW.G.Riddell(1998),Unem-ploymentandLaborForceAttachment:AMultistateAnalysisofNonemployment,inJ.Haltiwanger,M.E.ManserandR.Topel(eds.),Labor Statistics Measurement Issues,StudiesinIncomeandWealth,60,NationalBureauofEconomicResearch,TheUniver-sityofChicagoPress,ChicagoandLondon,pp.123-155.

Kapteyn,A.enK.deVos(1997),Social security and retirement in the Netherlands,NationalBureauofEconomicResearch,NBERWork-ingpaperNo.6135,CambridgeMass.

Liefbroer,A.C.enP.A.Dykstra(2000),Levenslo-pen in verandering, Een studie naar de ont-wikkeling in de levenslopen van Nederlanders geboren tussen 1900 en 1970,WRRVoorstu-diesenachtergrondenV107,SduUitgevers,DenHaag.

Loo,J.van,A.deGripenM.deSteur(2001),SkillObsolescence:CausesandCures,In-ternational Journal of Manpower,21,pp.121-137.

Mourik,A.van,enJ.J.Siegers(1991),Labourmarketconditionsandlabourforceparticipa-tion:thecaseoftheNetherlands,Applied Economics,23,pp.87-94.

Neubourg,C.de,enM.Vendrik(1994),Anex-tendedrationalitymodelofsocialnormsinlaboursupply,Journal of Economic Psychol-ogy,15,pp.93-126.

OCW(2001),Onderwijs, Cultuur en Wetenschap-pen in kerncijfers 2002,MinisterievanOn-derwijs,CultuurenWetenschappen.

SCP(1999),Sociaal Cultureel Rapport 1998,DenHaag.

SCP(2002),Emancipatiemonitor 2002,DenHaag.

StephensJr.,M.(2001),Worker Displacement and the Added Worker Effect,NationalBu-reauofEconomicResearch,NBERWorkingPaperNo.8260,CambridgeMass.

Schweitzer,S.O.andR.E.Smith(1974),ThePersistenceoftheDiscouragedWorkerEf-fect,Industrial and Labor Relations Review,27,pp.249-260.

Vendrik,M.(1993),Collective habits and social norms in labour supply: From micromotives to macrobehaviour,UniversitairePersMaas-tricht.

Vendrik,M.(1994),Invloedvansocialenor-men,Economisch Statistische Berichten,Themanummeroverarbeidsparticipatievanvrouwen,74,pp.369-372.

Vendrik,M.(1998),Unstablebandwagonandhabiteffectsonlaborsupply, Journal of Economic Behavior and Organization,36,pp.235-255.

Vendrik,M.(2003),Bandwagoneffectsonfemalelaborforceparticipation,inR.CowanandN.Jonard,Heterogeneous agents, interactions and economics performance,LectureNotes

Frank Cörvers en Maarten Vendrik

163K w a r t a a l s c h r i f t E c o n o m i e , N u m m e r 2, 2005

inEconomicsandMathematicalSystems,521,Heidelberg,Springer,pp.193-123.

Vlasblom,J.D.(1997),Differences in labour sup-ply and income of women in the Netherlands and the Federal Republic of Germany,Uni-versitairePersUtrecht.

Wetzels,C.M.M.P.andK.G.Tijdens(2002),FictiesenFeitenoverHerintreedsters,Econo-misch Statistische Berichten,87,pp.176-178.

Wooldridge,J.M.(2003),Introductory Econo-metrics: A Modern Approach, 2e,ThomsonSouth-Western.

AbstractThebusinesscycleandsocialnorms:determiningfactorsoflabourforceparticipationDutchlaboursupplystronglyincreasedbetween1994and2001.Theincreaseoffemalelaboursupplywasdominatedbyapositivegrowthtrendduetochangingsocialnorms,whereasmalelaboursupplyincreasedduetotheupswinginthebusinesscycleandthefallinunemployment.Alsotherisingaveragelevelofeducationwasanimportantfactorforthegrowinglaboursupplyofbothwomenandmen.Asfrom2001,thedownswinginthebusi-nesscycleandthesharplyincreasingunemploymenttendtopushdownmalelabourforceparticipation.

Conjunctuur en sociale normen: determinanten van arbeidsparticipatie