Menselijk kapitaal en
beloningsverschillen
De pakketvergelijking opnieuw bekeken
De inkomens van de meeste ambtenaren lopen fors achter bij die van werknemers in
gelijkwaardige functies in het bedrijfsleven, zo bleek uit een vergelijking van de lonen
tussen de collectieve sector en de marktsector 1). In dit onderzoek zijn echter alleen
functieniveaus vergeleken en zijn persoonskenmerken buiten beschouwing gelaten. In dit
artikel wordt deze lacune opgevuld met behulp van een analyse van
‘human-capital’-variabelen (opleiding, eryaring).
Daaruit blijkt dat werknemers in de marktsector hun menselijk kapitaal beter te gelde
weten te maken dan hun collega’s bij de overheid. De auteur concludeert dan ook dat
behalve van een niveauverschil eveneens sprake is van een verschil in salarisgroei tussen
werknemers in de collectieve en in de marktsector.
DRS. J.J. SCHIPPERS*
Inleiding
Hoewel het onderzoek naar arbeidsvoorwaarden in de
markt- en collectieve sector met een grate mate van zorgvuldigheid verricht is en de conclusies met het nodige
voorbehoud worden geformuleerd, kan bij sommige
aspecten van het onderzoek een aantal kritische kanttekeningen worden geplaatst.
In de eerste plaats betreft dit de beperking van het onderzoek tot arbeidsorganisaties met meer dan honderd
werknemers. Met name in het midden- en kleinbedrijf,
waar veel vrouwen werkzaam zijn, ligt de gemiddelde beloning veelal lager dan bij grotere bedrijven. Dit betekent dat
nu het midden- en kleinbedrijf buiten de analyse is gelaten,
voor de marktsector naar verwachting een hogere beloning is berekend dan wanneer deze sector wel bij het onderzoek betrokken zou zijn.
In de tweede plaats betreft de kritiek de gevolgde procedure, waarbij eerst binnen de rijksoverheid functies zijn
gedefinieerd en vervolgens binnen de marktsector gekeken is of vergelijkbare functies konden worden gevonden.
Deze procedure – die een voorwaarde was van de Raad
van Centrale Ondernemingsorganisaties voor deelname
aan het pakketvergelijkend onderzoek – sluit niet uit dat
binnen de marktsector nog tal van andere functies gevonden kunnen worden, waarvan de arbeidsvoorwaarden nu
in het geheel niet bij het pakketvergelijkend onderzoek zijn
betrokken. Het bij het onderzoek betrekken van deze functies is met name noodzakelijk als niet alleen een statische
vergelijking gemaakt wordt, maar tevens loopbanen binnen de verschillende sectoren met elkaar worden vergeleken.
Het derde en belangrijkste kritiekpunt ligt ten dele in het
verlengde’van het tweede. Bij het bepalen van de tussen
de sectoren te vergelijken inkomensniveaus wordt niet de
beloning gehanteerd die een werknemer in een bepaalde
functie feitelijk geniet, maar de beloning van een gestandaardiseerde ‘functiehouder’. Deze aanpak veronderstelt
576
impliciet dat de verdeling van personen (en de aan die personen gekoppelde produktiviteitskenmerken) over functies en functieniveaus voor de onderscheiden sectoren gelijk is. Eerder onderzoek heeft echter laten zien dat een belangrijk deel van de tussen (groepen van) personen
bestaande ongelijkheid in beloning samenhangt met een
ongelijke verdeling over functieniveaus van personen met
gelijke produktiviteitskenmerken 2). Naarmate de persoonskenmerken van functiehouders sterker verschillen,
geldt in verminderende mate dat van de werknemers in die
functie vergelijkbare ‘inspanningen en offers’ 3) worden
gevraagd. Anders geformuleerd: niet alleen functiekenmerken bepalen de hoogte van de produktiviteit; ook persoonskenmerken spelen daarbij een rol. Door op voorhand voor persoonskenmerken te corrigeren, wordt de potentiele invloed van deze kenmerken op de hoogte van de
produktiviteit in een bepaalde functie bij voorbaat buiten
beschouwing gelaten.
Gegeven de opzet van het pakketvergelijkend onderzoek kan een aantal vragen dan ook niet worden beantwoord 4). Zo blijfl onbekend hoe het gesteld is met de relatie tussen de produktiviteit van een werknemer c.q.
produktiviteitsbepalende factoren als opleiding en erva* De auteur is verbonden aan het Economisch Instituut aan de Rijksuniversiteit te Utrecht. Hij dankt drs. R. Haagsma, prof. dr. C.K.F.
Nieuwenburg en drs. J.J. Siegers voor hun commentaar op een eerdere versie van dit artikel. Tevens dankt hij R.W.J. Hielckert voor het
verrichte rekenwerk.
1) Zie voor een bondige uiteenzetting: drs. M.L.J.H.A. van Schaaijk,
Pakketvergelijking, ESB, 30 april 1986, biz. 438-440.
2) Zie o.a. J.J. Schippers, Beloningsdiscriminatie van de vrouw in
Nederland,ES6, 5 mei 1982, biz. 452-458, alsmede A.H.E.B. Koot-du
Buy, J.J. Schippers en J.J. Siegers, Beloningsverschillen tussen
mannen en vrouwen in enkele sectoren van de Nederlandse economie, ESB, 1 mei 1985, biz. 421-426 en J. Hartog, H. van Ophem en
G. Pfann, Allocatie en beloning, OSA-Werkdocument nr. 11, ‘s-Gravenhage, 1985.
3) Ministerie van Binnenlandse Zaken, Rapport pakketvergelijkend
onderzoek, ‘s-Gravenhage, 1986, biz. 14.
4) Voor een deel maken de onderzoekers zelf ook melding van de aan
hun onderzoek verbonden beperkingen. Zie o.a. hoofdstuk 7.
Pakketvergelijking: wat doen we ermee?
ring en de hoogte van de beloning. Dit geldt a fortiori voor
de relatie tussen veranderingen in deze grootheden. Met
zijn echter juist deze vragen die belang inboezemen, zowel vanuit de optiek van de gelijkheid van beloning voor
gelijke prestaties voor individuele werknemers, als vanuit
de optiek van de allocatie van de produktiefactor arbeid
over de onderscheiden sectoren. Zo zal een informaticadeskundige zich bij zijn keuze tussen een baan in de
marktsector en een baan in de collectieve sector niet laten
leiden door de hoogte van de beloning van een standaard
functiehouder, maar door factoren als de hoogte van de
beloning voor een werknemer met zijn opleiding en ervaring en de – aan de kans op promotie gekoppelde – verwachtingen met betrekking tot de salarisgroei in de loop
van zijn carriere.
In het vervolg van het betoog wordt daarom aandacht
besteed aan de relatie tussen de opleiding en ervaring
waarover een werknemer beschikt en de hoogte van de
door deze werknemer ontvangen beloning voor respectievelijk werknemers in de marktsector en werknemers in de
collectieve sector. Tevens worden hypothetische leeftijdinkomensprofielen afgeleid, die een indicatie geven omtrent de salarisontwikkeling in de onderscheiden sectoren.
Daarbij wordt gebruik gemaakt van de ‘human-capital’theorie, waarvan in de volgende paragraaf beknopt de
hoofdlijnen worden gepresenteerd.
de nodige baten tegenover staan. Grotere investeringen
(bij voorbeeld in de vorm van een langere opleiding) brengen meer kosten met zich en vereisen derhalve op latere
leeflijd ook meer baten (in de vorm van een hogere loonvoet).
Daar de investeringskosten voor het grootste deel gemaakt worden tijdens de eerste fase van het leven en de
opbrengsten van de investeringen veelal worden verkregen in de tweede fase (als het geaccumuleerde menselijk
kapitaal bij het produktieproces kan worden ingezet), ziet
het leeftijd-inkomensprof iel van werknemers er volgens de
‘human-capital’-theorie uit als in figuur 1.
Figuur 1. Een leeftijd-inkomensprofiel voor werknemers
met een ononderbroken carriere
Inkomen
-B
Scholingsperiode
Leeftijd
Periode van betaalde
beroepsarbeid
Beloning en investeringen
Volgens de ‘ human-capital ‘-theorie is de loonvoet van
een werknemer afhankelijk van de hoeveelheid menselijk
kapitaal waarover deze werknemer beschikt. Over de levenscyclus bezien wordt menselijk kapitaal in de eerste
plaats gevormd tijdens de periode van scholing, die bij vrijwel alle werknemers aan toetreding tot het arbeidsproces
voorafgaat. Nadat een werknemer tot het arbeidsproces is
toegetreden, wordt menselijk kapitaal geaccumuleerd in
de vorm van ervaring. Daarnaast zijn andere investeringen
mogelijk. Bij voorbeeld in de vorm van ‘on-the-job’-training
en bijscholing. Volgens de theorie is een aankomend
werknemer slechts dan bereid bepaalde investeringskosten op zich te nemen als daar in een latere levensfase ook
ESB 11-6-1986
Hierin geeft AA het prof iel weer voor een werknemer met
een lange opleiding. BB geeft het leeftijd-inkomensprofiel
weer voor een werknemer met een korte opleiding. Voor
beide werknemers geldt dat in periode I (de studietijd) de
inkomensstroom negatief is ten gevolge van de investeringskosten. In periode II is de inkomensstroom positief
ten gevolge van de opbrengsten van de investeringen in
menselijk kapitaal.
Leeftijd-inkomensprofielen zoals weergegeven in figuur
1 vinden hun vertaling in loonvergelijkingen van het type:
LW = ao + ai.S + az. E + aa.E2
577
waarin:
LW = logaritme van de loonvoet
S
= scholing
E
= ervaring.
Naar verwachting hebben ao, ai en 32 een positieve
waarde en is het teken van de coefficient aa negatief 5).
Empirische analyse
__
Voor het empirische onderzoek naar het verschil in beloning tussen werknemers in de marktsector en in de collectieve sector is gebruik gemaakt van data ontleend aan het
in 1982 gehouden arbeidsmarktonderzoek van het Centraal Bureau voor de Statistiek en het Instituut voor
Sociaal-Wetenschappelijk Onderzoek IVA 6). Als werknemers behorend tot de collectieve sector zijn gerekend:
– werknemers in dienst van de ‘overheid’ (openbaar bestuur, defensie), sociale zekerheid en gesubsidieerd
onderwijs);
– werknemers in de gepremieerde en gesubsidieerde
sector (overeenkomstig de Wet arbeidsvoorwaarden
gepremieerde en gesubsidieerde sector);
– werknemers werkzaam bij openbaar-vervoersdiensten.
Alle overige werknemers worden beschouwd als behorend tot de marktsector. De data hebben betrekking op
werknemers van zowel grote als kleine arbeidsorganisaties.
In eerste instantie is voor beide groepen een regressie-
vergelijking geschat ter verklaring van het bruto uurloon
van werknemers met als verklarende variabelen: opleiding
(gemeten in effectieve scholingsjaren 7)), ervaring (in jaren) respectievelijk bij de huidige werkgever, bij anderen
dan de huidige werkgever, het kwadraat van de totale ervaring, de sexe van een werknemer, diens burgerlijke
staat en leeftijd.
In tweede instantie zijn beide groepen onderverdeeld
naar respectievelijk sexe en de mate van scholing. Voor de
onderscheiden deelgroepen werden analoge regressievergelijkingen geschat.
label 1 bevat de resultaten van de uitgevoerde regressie-analyses. Bij de schatting is gebruik gemaakt van een
5) Zie voor een uiteenzetting van de hoofdlijnen van de ‘humancapital’-theorie J. Mincer, Schooling, experience and earnings, New
York, 1974; hierin wordt ook aandacht besteed aan de functionele
vorm en specificatie van de loonvergelijking.
6) Zie voor nadere informatie omtrent het arbeidsmarktonderzoek
A. Heinen en A. Maas, Het NPAO-arbeidsmarktonderzoek; resultaten
van de eerste analyses: mobiliteitsgeneigdheid en segmentering van
de arbeidsmarkt, IVA, Tilburg, 1984. De op netto inkomens betrekking
hebbende data uit het onderzoek zijn omgerekend tot bruto inkomens. Deze omrekening vond plaats door toepassing door drs.
P. Kooreman van een, op het Economisch Instituut van de Rijksuni-
versiteit te Utrecht, ontwikkeld programma op de NPAO-data.
7) Voor het bepalen van het aantal effectieve scholingsjaren is een
opleiding voorafgaande aan of op het eerste niveau gelijk gesteld aan
zes effectieve scholingsjaren, die op de eerste trap van het tweede niveau aan negen, de tweede trap van het tweede niveau aan twaalf, de
eerste trap van het derde niveau aan vijftien en de tweede trap van het
derde niveau aan zeventien jaren. Zie voor de gehanteerde onderwijsclassificaties CBS, Standaard Onderwijsindeling SOI-1978, Deel
I, Voorburg, 1980.
Tabel 1. Regressievergelijkingen ter verklaring van de loonvoet (semi-logaritmische specificatie)
VerMarende
variabeten
Regressiecoefficie’nten
(t-waarden)
Werknemers
collectieve
sector
Werknemers
in
marktsector
Manner)
inde
collectieve
sector
Vrouwen
inde
collectieve
sector
Manner)
inde
marktsector
Vrouwen
inde
marWsector
Lager
opgeleiden
collectieve
sector
Lager
opgeleiden
inde
marktsector
Hoger
opgeleiden
collectieve
sector
Hoger
opgeleiden
inde
marktsector
(7)
(8)
(9)
(10)
Opleiding
0,0493 a)
(7,20)
0,0654 a)
(10.83)
0,0443 a)
(3,38)
0,0388 a)
(4.51)
0,0613 a)
(8,39)
0.0863 a)
(5.97)
0,0166
(0,63)
0.0523
(4.46)
0,0783
(4.94)
0,1159
(6,10)
Ervaring bij
andere
werkgevers
0,0305 a)
(3.38)
0.0445 a)
(6.52)
0.0325 b)
(1,86)
0,0191
(1,63)
0.0421 a)
(5.151)
0,0355 b)
(2.43)
0,0124
(0,98)
0,0498 a)
(6,91)
0,0470 a)
(4.12)
0,0612 a)
(4,69)
Ervaring bij de
0,0402 a)
(4,46)
0,0466 a)
(6,84)
0.0318
(1,79)
0.0443 a)
(3,98)
0.0420 a)
(5.12)
0,0727 a)
(5.16)
0,0243 b)
(1,91)
0,0528 a)
(7,43)
0,0504 a)
(4.23)
0,0655 a)
(5,16)
Totale ervaring
gekwadrateerd
-0.0004 b)
(-1,89)
-0,0011 a)
(-7,18)
-0,0011 a)
(-6.05)
-0,0010 b)
(-2,52)
-0,0010 a)
(-5.69)
– 0,0007 b)
(-2,06)
-0,0013 a)
(-3.54)
Burgerliike
-0,0204
(-1,16)
-0.0501 a)
(-3.64)
-0.0515 a)
-0,0526 b)
(1)
huidige
(2)
(3)
(6)
(5)
H)
werkgever
staat c)
-0.0007 b)
(-2.04)
-0,0386
(-1,08)
-0,0003
(-0,86)
-0,0125
(-0,67)
Geslacht d)
Leeftijd
Constante
_i
R
a)
b)
c)
d)
-0,1627 a)
(-3,54)
0,0028
(0,76)
2,0544 a)
(13,15)
0.485
(-3,10)
(2.25)
-0.0126
-0,0753 a)
-0,0150
-0,0109
0,0115 a)
(3,08)
0,0208 b)
(1,92)
1,7114 a)
(14.38)
1,4976 a)
(5,88)
0,399
-0.0002
(-0,05)
1,9249 a)
(12,71)
0,0130 b)
(2,31)
0,9080 a)
(4,04)
(-4.66)
(-0,70)
(-0,42)
-0.2130 a)
(-5,10)
-0,1227 b)
(-2.07)
-0.2069 b)
(-2.57)
1,5743 a)
(5.89)
1,1372 a)
(3,64)
0.0124 b)
(2.44)
1,5001 a)
(11.12)
(-0.42)
0,2190 a)
(-2,88)
-0.2471 a)
(-6,55)
0,486
-0.0000
(-0.59)
0,379
0,411
0,502
2,6269a)
(8.19)
0.370
2,0784a)
(15.26)
0,433
0,559
0,516
Significant op 1%-niveau.
Significant op 5%-niveau.
Dummy variabele; voor gehuwden neemt deze variabele de waarde e6n aan, voor niet-gehuwden de waarde twee,
Dummy-variabele; voor marmen neemt deze variabele de waarde nul aan, voor vrouwen de waarde een.
semi-logaritmische specificatie. De kolommen 1 en 2 hebben betrekking op de beide groepen als geheel. De kolommen 3 tot en met 6 tonen het verschil tussen mannen en
vrouwen voor de beide sectoren en de kolommen 7 tot en
met 10 hebben betrekking op het gemaakte onderscheid
tussen hoger en lager geschoolden 8).
In alle vergelijkingen hebben de coefficienten van de
‘human-capital’-variabelen het op theoretische gronden
verwachte teken. In alte vergelijkingen ter verklaring van
de loonvoet van werknemers in de marktsector verschillen
deze coefficienten significant van nul. In de collectieve
sector is dat behalve in de vergelijking voor lager opgeleiden we) steeds het geval bij opleiding, maar niet steeds
voor alle ervaringscomponenten.
De significant negatieve coefficient die in alle gevallen
voor de variabele geslacht resulteert, geeft aan dat zowel
in de collectieve sector als in de marktsector zowel hoog
als laag opgeleide vrouwen lager beloond worden dan hun
mannelijke collega’s. Overigens blijken de beloningsverschillen tussen mannen en vrouwen in de marktsector groter dan in de collectieve sector en voor hoger opgeleiden ‘
kleinerdan voor mannen en vrouwen met een lagere opleiding. (Dit resultaat wordt dus gevonden nadat reeds gecontroleerd is voor verschillen in de hoeveelheid menselijk
kapitaal waarover mannen en vrouwen beschikken.)
Het teken van de coefficient van de variabele die de burgerlijke staat aanduidt, is in alle vergelijkingen negatief.
Uitsluitend in de marktsector verschilt deze coefficient significant van nul (met uitzondering van de coefficient uit de
vergelijking voor hoger opgeleide werknemers), hetgeen
impliceert dat alleen daar de beloning van niet gehuwden
significant achterblijft bij die van gehuwden.
Leeftijd heeft een significant positieve invloed op de
loonvoet van mannen en vrouwen in de marktsector en op
de loonvoet van mannen in de collectieve sector 9).
Vergelijking van de grootte van de coefficienten van de
‘humancapital’-variabelen leert dat de invloed van deze
variabelen in de marktsector steeds groter is dan die in de
collectieve sector. Opmerkelijk is in dit verband dat voor
werknemers met een lage opleiding in de collectieve sector (kolom 7) alleen ervaring bij de huidige werkgever nog
een significante invloed op de loonvoet heeft, terwijl voor
vergelijkbare werknemers in de marktsector alle ‘humancapital’-variabelen een coefficient hebben die significant
verschilt van nul.
ESR 11-fi-lQfifi
Met betrekking tot de kwadratische ervaringsterm waarvan het negatieve teken verantwoordelijk is voor het veronderstelde parabolische verloop van de leeftijd-inkomensprof ielen blijkt de absolute waarde van de coefficient behorend bij deze variabele in de vergelijkingen die betrekking
hebben op de marktsector telkens groter dan in de overeenkomstige vergelijking voor de collectieve sector. Met
het klimmen der leeftijd neemt de groei van het rendement
van de voorraad menselijk kapitaal van werknemers in de
collectieve sector blijkbaar minder snel af dan die van
werknemers in de marktsector. Dit verschijnsel kan op verschillende wijzen worden verklaard. Zo kan worden gewezen op het verschil in de aard van de in de collectieve en de
marktsector verrichte activiteiten. Gelet op het bestuurlijke
en verzorgende werk dat in de collectieve sector wordt verricht, kan worden verondersteld dat de (groei van de) efficiency waarmee deze activiteiten worden verricht weinig
vermindert met het ouder worden. Bij de produktie van
goederen, een van de hoofdactiviteiten binnen de marktsector, zal de (groei van de) produktiviteit veel sneller de
tendens vertonen om met het ouder worden te dalen. In
sommige gevallen kan deze daling worden toegeschreven
aan een vermindering van fysieke kracht. In andere gevallen kan de daling worden verklaard uit het niet meer op elkaar afgestemd zijn van de persoonlijke kwaliteiten en de
kwaliteit van de kapitaalgoederenvoorraad waarmee de
produktie moet worden gerealiseerd.
De samenstelling van de kapitaalgoederenvoorraad
staat centraal in een alternatieve verklaring. Deze verklaring, waarvan de hoofdlijnen zijn terug te vinden bij Irvine
10), gaat ervan uit dat de leeftijd-inkomensprofielen in de
tijd verschuiven, en wel in opwaartse richting. Deze verschuiving wordt veroorzaakt door de toenemende kwaliteit
8) De scheiding tussen hoger en lager geschoolden is aangebracht
bij een opleidingsniveau van negen effectieve scholingsjaren, waarbij
werknemers met negen effectieve scholingsjaren zijn ingedeeld bij de
groep lager geschoolden.
9) In de vergelijkingen 7 tot en met 10 is leeftijd als verklarende variabele weggelaten toen bleek dat de coefficient behorend bij deze variabele niet significant van nul verschilde.
10) I.J. Irvine, The use of cross-section microdata in life cycle models:
an application to the inequality theory in nonstationary economics,
Quarterly Journal of Economics, 96 (2), mei 1981, biz. 306-316.
579
van zowel recentere jaargangen arbeid 11) als van recentere jaargangen van de kapitaalgoederenvoorraad, waarbij verondersteld wordt dat er sprake is van een ‘clay-clay’benadering, dat wil zeggen dat oudere werknemers gekoppeld blijven aan oudere jaargangen van de kapitaalgoederenvoorraad. Bij een analyse die gebruik maakt van
via een dwarsdoorsnede-onderzoek verkregen data worden waarnemingen voor oudere werknemers (die deel uitmaken van een lager liggend leeftijd-inkomensprofiel) gekoppeld aan waarnemingen voor jongere werknemers (die
deel uitmaken van een hoger liggend leeftijd-inkomensprofiel), zie figuur 2.
Figuur 3. Leeftijd-loonvoetprofielen voor mannelijke, gehuwde werknemers in respectievelijk de collectieve sector
en de marktsector met een opleiding van negen, twaalfen
zeventien effectieve scholingsjaren (S) en een onderbroken loopbaan
Natuurlijk logaritme
van het bruto uurloon
4,0
Coll. sectors = 17
3,5
Figuur 2. Leeftijd-inkomensprofielen voor verschillende
jaargangen arbeid en de relatie met het op basis van een
dwarsdoorsnede geschatte profiel voor de totale groep
—— -. Marktsector S. 17
3,0
Profiel voor werknemers
van jaargang t
2,5.
Profiel voor werknemers
van jaargang t-a
Profiel voor werknemers
van jaargang t-b
2,0.
0
Profiel op basis van geschatte dwarsdoorsnede
voor totale groep op
tijdstip t
x+b
Leeftijd
In het databestand op basis waarvan de loonvergelijking
uiteindelijk wordt geschat, zijn als gevolg van de opwaartse verschuiving in de tijd van de leeftijd-inkomensprofielen
hogere waarden voor de kwadratische ervaringsterm in
veel sterkere mate gekoppeld aan lage waarden voor de
loonvoet dan zonder deze opwaartse verschuiving het geval zou zijn geweest. In het geval waarin we) een verschuiving van de leeftijd-inkomensprofielen optreedt, resulteert
een grotere absolute waarde voor de coefficient behorend
bij de kwadratische ervaringsterm dan in het geval waarin
deze verschuiving niet optreedt. Wanneer de technische
ontwikkeling als voornaamste oorzaak voor een dergelijke
verschuiving wordt beschouwd, kan worden verklaard
waarom de absolute waarde van de kwadratische ervaringsterm in loonvergelijkingen voor de marktsector groter
is dan in loonvergelijkingen voor de collectieve sector. Een
geringere technische vooruitgang in de collectieve sector
leidt daar tot een kleinere verschuiving van leeftijd-inkomensprofielen en een geringere vertekening met betrekking tot de samenhang tussen loonvoet en (gekwadrateerde) ervaring.
Het algemene beeld dat uit tabel 1 naar voren komt, is
dat de beloning van werknemers in de collectieve sector
relatief los staat van de omvang van de voorraad menselijk
kapitaal waarover een werknemer beschikt, terwijl in de
marktsector de relatie tussen beloning en omvang van de
voorraad menselijk kapitaal veel nauwer is. Dit heeft bij
voorbeeld tot gevolg dat de leeftijd-inkomensprofielen die
uit de vergelijkingen van tabel 1 kunnen worden afgeleid
voor werknemers in de collectieve sector een veel vlakker
verloop hebben dan die voor werknemers in de marktsector (zie figuur 3) 12).
Uit figuur 3 kunnen nog enkele andere conclusies worden afgeleid. Voor een werknemer in de marktsector levert
extra scholing meer rendement op dan voor een werknemer in de collectieve sector, die een zelfde hoeveelheid
extra scholing ondergaat. Van de werknemers in de marktsector en in de collectieve sector met een gelijk aantal effectieve scholingsjaren zijn in de collectieve sector lager
opgeleiden naar verhouding het minst slecht af, terwijl in
de marktsector hoger opgeleiden zowel absoluut als relatief het beste af zijn.
Op een uitzondering na liggen de leeftijd-loonvoetpro580
35
45
50
55
60
65
Leeftijd
fielen in de marktsector boven die voor werknemers in de
collectieve sector. De uitzondering betreft werknemers
met een lagere opleiding. Dit beeld stemt overeen met dat
uit het pakketvergelijkend onderzoek, dat als conclusie
opleverde dat alleen werknemers in de laagste functieniveaus in de collectieve sector een hogere beloning genieten dan in de marktsector.
Slot________________________
Concluderend kan worden gesteld dat de via het pakketvergelijkend onderzoek gevonden verschillen in beloning
tussen werknemers in de marktsector en werknemers in
de collectieve sector nog groter blijken wanneer de relatie
tussen beloning en produktiviteitsbepalende factoren als
uitgangspunt voor de analyse wordt genomen. Behalve
een niveauverschil bestaat er tussen de marktsector en de
collectieve sector een verschil in de salarisontwikkeling in
de loop van de carriere. De salarisgroei in de marktsector
is in het algemeen groter dan die in de collectieve sector.
Dit geldt in versterkte mate voor werknemers met een hogere opleiding. Als gevolg hiervan nemen de salarisverschillen ten gunste van werknemers in de marktsector gedurende de loop van hun carriere steeds verder toe.
Joop Schippers
11) Zie voor een jaargangenbenadering met betrekking tot de produktiefactor arbeid F.A.J. van den Bosch, Naar een jaargangenbenadering van arbeid, ESB, 1982, biz. 1300-1305.
12) Strikt genomen zijn de profielen zoals die uit tabel 1 kunnen wor-
den afgeleid geen leeftijd-inkomensprofielen, maar leeftijd-loonvoetprofielen. Dit onderscheid is met name van belang wanneer er geen
sprake is van constante ononderbroken participate op de arbeidsmarkt. Bij een (tijdelijk) verminderde participate zullen het
inkomens- en het loonvoetprofiel niet langer een gelijk verloop te zien
geven. Dit geldt eveneens wanneer het aantal gewerkte uren een
functie is van de hoogte van de loonvoet. De in figuur 3 gepresenteerde profielen zijn afgeleid op basis van de regressievergelijkingen uit
de kolommen 7 tot en met 10.