De invloed van beleidshervormingen op de werkgelegenheid
is in belangrijke mate afhankelijk van de loonelasticiteit
van het arbeidsaanbod. Ondanks de enorme hoeveelheid
empirische studies is de hoogte van deze elasticiteit nog
altijd onderwerp van discussie.
e komende jaren staat bevordering van het
arbeidsaanbod hoog op de beleidsagenda,
zie bijvoorbeeld het coalitieakkoord. Meer
arbeidsaanbod zal het draagvlak voor
collectieve voorzieningen verbreden, waardoor de
financiële opgave rond de vergrijzing wordt verzacht.
Vanuit beleidsoogpunt wordt overwogen om het
arbeidsaanbod te stimuleren door fiscale hervormingen, subsidies voor kinderopvang, en herstructurering van inkomensafhankelijke regelingen. Cruciaal
voor de effecten van deze beleidswijzigingen is de
ongecompenseerde loonelasticiteit van het arbeidsaanbod (d.w.z. niet gecompenseerd voor het inkomenseffect; hierna te noemen: arbeidsaanbodelasticiteit). Deze elasticiteit geeft het effect weer van
een verandering van de nettoloonvoet op het aantal
gewerkte uren. Wanneer sprake is van een elasticiteit
dichtbij nul, dan leidt een lagere loonbelasting en
dus hogere nettoloonvoet nauwelijks tot een aanpassing van het arbeidsaanbod van individuen. Bij een
positieve elasticiteit zal een lagere loonbelasting
het arbeidsaanbod vergroten en de werkgelegenheid
stimuleren.
D
Bevindingen in de literatuur
MICHIEL EVERS,
RUUD DE MOOIJ,
DANIËL VAN VUUREN
Beleidsmedewerker bij het
Ministerie van Economische
Zaken, programmaleider
welvaartsstaat bij het CPB
en hoogleraar economie
van de publieke sector aan
de EUR, respectievelijk wetenschappelijk medewerker
bij het CPB
Omdat de arbeidsaanbodelasticiteit een belangrijke
rol speelt in beleidsanalyses, is er sinds de jaren ’70
veel empirisch onderzoek naar gedaan. In de betreffende literatuur ontbreekt echter één ding: eensgezindheid. Er zijn verschillende overzichtsstudies
verschenen over deze literatuur (Killingsworth en
Heckman, 1986; Blundell en MaCurdy, 1999), maar
deze maken op zijn best een kwalitatieve vergelijking
tussen studies. De onderhavige studie is – voorzover
de auteurs bekend – de eerste poging om tot een
kwantitatieve synthese van de empirische resultaten
te komen met behulp van meta-analyse.
De meta-analyse begint met het verzamelen van
zoveel mogelijk empirische studies die betrekking
hebben op de arbeidsaanbodelasticiteit. Daarbij
is voornamelijk gebruikgemaakt van artikelen in
vooraanstaande wetenschappelijke tijdschriften (zie
www.tinbergen.nl) en recente (Engelstalige) discussiepapers (Evers et al., 2005). Getracht is om de
empirische bevindingen uit alle verzamelde studies
te vertalen naar een uniform gedefinieerde ongecompenseerde arbeidsaanbodelasticiteit. Hierbij viel een
aantal studies af, omdat de waarde van de elasticiteit
niet was gerapporteerd en ook niet was te reconstrueren. Uiteindelijk resulteerde dit in een steekproef
van 239 elasticiteiten afkomstig uit 32 studies.
Daarvan hebben zes studies (32 elasticiteiten) betrekking op Nederland. De variatie in de aldus verzamelde steekproef is afgebeeld in de Figuren 1 en 2
voor respectievelijk mannen en vrouwen. Opvallend
is de veel kleinere spreiding van de elasticiteiten
voor mannen dan voor vrouwen. De gevonden elasticiteiten voor mannen variëren van –0,2 tot 0,5;
voor vrouwen loopt dit interval van –0,2 tot 2,8. Bij
mannen ligt tachtig procent van de waarnemingen
tussen de waarden –0,1 en 0,2, en bij vrouwen zijn
de betreffende grenzen gelijk aan 0,0 en 1,0 (de
gestreepte lijnen geven respectievelijk het 1e en 9e
deciel aan van de empirische verdeling). De mediane
arbeidsaanbodelasticiteit is voor mannen en vrouwen
respectievelijk gelijk aan 0,1 en 0,3 (weergegeven
met de fijne stippellijnen). Bij mannen is de verdeling meer symmetrisch.
Meta-analyse van de bevindingen
Om een meta-analyse te kunnen uitvoeren is niet
alleen informatie nodig over de elasticiteiten, maar
ook over de karakteristieken van de onderliggende
schattingen, zoals de gebruikte modelspecificatie,
de schattingsmethode of kenmerken van de groep
waarop de elasticiteit betrekking heeft. Met behulp
van meta-analyse kan worden onderzocht in hoeverre de variatie in elasticiteiten samenhangt met de
variatie in studiekarakteristieken. De meta-analyse in
dit artikel bestaat uit het schatten van een lineaire
regressievergelijking met de arbeidsaanbodelasticiteit als afhankelijke variabele. De verschillen in de
waargenomen arbeidsaanbodelasticiteiten worden
in het model verklaard door variabelen als geslacht,
burgerlijke staat, het land waarvoor de schatting is
verricht en de participatiegraad.
Door de participatiegraad (in personen) in de regressie op te nemen wordt de mogelijkheid opengelaten
dat de participatiebeslissing (de extensieve marge)
mogelijk gevoeliger is voor een aanpassing in het
nettoloon dan de beslissing omtrent het aantal
gewerkte uren (de intensieve marge). Ook bevat
de regressievergelijking een interactieterm tussen geslacht en de participatiegraad, waardoor de
specificatie toelaat dat mannen en vrouwen andere
voorkeuren hebben voor hun participatie- en urenbeslissing.
ESB
23 maart 2007
171
arbeidsmarkt
Arbeidsaanbodelasticiteit
en beleid
figuur 1
Spreiding arbeidsaanbodelasticiteiten mannen
25
20
15
10
5
0
-0.2
0
0.2
0.4
0.6
0.8
1.0
1.2
1.4
1.6
1.8
2.0
2.2
2.4
2.6
2.8
2.0
2.2
2.4
2.6
2.8
figuur 2
Spreiding arbeidsaanbodelasticiteiten vrouwen
25
20
15
10
5
0
-0.2
0
0.2
0.4
0.6
0.8
1.0
1.2
1.4
1.6
1.8
in Tabel 1. Te zien is dat de voorspelde ongecompenseerde arbeidsaanbodelasticiteit voor vrouwen
en mannen respectievelijk 0,5 en 0,1–0,2 bedraagt.
Vrouwen zijn dus gevoeliger voor financiële prikkels dan mannen: een stijging in het netto loon met
1 procent leidt tot een toename in het arbeidsaanbod
van vrouwen met 0,5 procent. In de Verenigde Staten
en het Verenigd Koninkrijk lijkt sprake van iets lagere
elasticiteiten, al is het verschil klein. Voor Zweden
zijn de voorspelde elasticiteiten juist wat hoger.
Publication bias vindt plaats wanneer publicatie
van een geschatte elasticiteit afhankelijk is van het
gevonden resultaat. Zo is bijvoorbeeld denkbaar dat
onderzoekers eerder een significant resultaat insturen
naar een wetenschappelijk tijdschrift dan een nietsignificant resultaat. Het is weliswaar niet mogelijk
om een directe toets uit te voeren op publication
bias, maar Card en Krueger (1995) argumenteren
dat wanneer correlatie wordt gevonden tussen gepubliceerde elasticiteiten en de bijbehorende standaardfouten, dit een aanwijzing is voor publication
bias. Bij een betrekkelijk grote standaardfout zal de
waarde van de geschatte coëfficiënt immers groter
moeten zijn voor een significant resultaat. In theorie
zou echter geen sprake mogen zijn van correlatie. In
de gebruikte steekproef wordt de nulhypothese van
geen publication bias en dus dat er geen sprake is
van correlatie tussen de puntschatter voor de elasticiteit en de bijbehorende standaardfout, verworpen.
Zoals gesteld is dit echter geen formeel bewijs, maar
slechts een aanwijzing dat sprake is
van publication bias.
Uit de meta-regressies komt naar voren dat de modelspecificatie, de schattingsmethode en de burgerlijke staat van individuen de variatie in de elasticiteiten
niet of nauwelijks kunnen verklaren. Er worden wel verschillende elasticiteiten
gevonden voor verschillende landen, al is de verscheidenheid
betrekkelijk gering. De twee belangrijkste variabelen die de spreiDe twee
ding in de elasticiteiten kunnen verklaren blijken geslacht en
Gevolgen voor beleidsanalyses
participatiegraad te zijn. Zo blijkt dat de elasticiteit kleiner wordt
belangrijkste
Het CPB gebruikt voor het doorrekenaarmate de arbeidsparticipatie (gemeten in personen) stijgt. Dit
variabelen die
nen van hervormingen in het fiscale
impliceert dat de beslissing om al dan niet te participeren op de
stelsel en de welvaartsstaat het
arbeidsmarkt gevoeliger is voor een verandering in de loonvoet
de spreiding in
MIMIC model. Het model is ontwik(hogere elasticiteit) dan de beslissing om het aantal gewerkte uren
de elasticiteiten
keld om de arbeidsmarkteffecten van
aan te passen. Omdat de participatiegraad van vrouwen lager ligt
dan van mannen, verklaart dit deels waarom de gevonden elasticikunnen verklaren beleid te kwantificeren en beschrijft
onder meer het arbeidsaanbodteiten voor vrouwen groter zijn dan voor mannen. Toch suggereren
blijken geslacht en gedrag van diverse huishoudens in
de schattingen dat vrouwen ook aan de intensieve marge gevoeliger zijn dan mannen. In het licht van de verwachte stijging van de
participatiegraad Nederland. De arbeidsaanbodelasticiteit wordt in het model afgeleid uit de
participatiegraad van Nederlandse vrouwen in de komende jaren,
te zijn
structuurparameters van de nutsbetekenen deze bevindingen wel dat de elasticiteit voor vrouwen in
functie en is afhankelijk van onder
de toekomst verder zal gaan dalen (Van Vuuren en Euwals, 2006).
meer de participatiegraad. Tot eind 2005 werden de
Aan de hand van de geschatte regressievergelijkingen kunnen de elasticiteiten
structuurparameters in MIMIC zodanig gekozen dat
voor een aantal landen worden voorspeld. Deze voorspellingen worden verkrede ongecompenseerde arbeidsaanbodelasticiteit in
gen door de (nationale) gemiddelden in te vullen in de regressievergelijking voor
dat jaar ongeveer 0,1 was voor mannen en 1,0 voor
de participatiegraad, de burgerlijke staat, de gebruikte modelspecificatie, de
vrouwen (Graafland e.a., 2001). Door de groeiende
schattingsmethode, etc. Voor een viertal landen was een voldoende grote deelparticipatie van vrouwen was wel een geleidelijke
steekproef aanwezig, en voor deze landen worden de uitkomsten gepresenteerd
daling zichtbaar in de elasticiteit voor vrouwen naar
0,8 op de lange termijn. Op basis van de huidige
tabel 1
meta-analyse is de ongecompenseerde arbeidsVoorspelde elasticiteiten o.b.v. meta-regressie
aanbodelasticiteit voor vrouwen teruggebracht naar
Mannen
Vrouwen
0,5. Deze waarde is gehanteerd in de analyses in
Nederland
0,1-0,2
0,5
onder meer Reinventing the Welfare State (De Mooij,
Verenigde Staten
0,2
0,3-0,4
2006) en Keuzes in Kaart (CPB, 2006).
Verenigd Koninkrijk
0,1-0,2
0,4-0,5
Om aan te geven wat deze aanpassing betekent voor
Zweden
0,3-0,4
0,5-0,6
de modelanalyses met MIMIC, laat Tabel 2 het gesi-
172
ESB
23 maart 2007
muleerde effect zien van drie hervormingen. Daarbij
tabel 2
Gesimuleerde effect van drie hervormingen op het arbeidsaanbod in uren, met
wordt het effect zowel gepresenteerd bij een elastitwee verschillende waarden voor de arbeidsaanbodelasticiteit van vrouwen
citeit voor het arbeidsaanbod van vrouwen van 0,5
Afschaffen
als bij een waarde van 1,0. De hervormingen en een
overdraagbaarheid
Aanvullende
Gratis
uitgebreidere discussie ervan zijn terug te vinden in
heffingskorting
combinatiekorting
kinderopvang
CPB (2007). In de eerste kolom van de tabel staat
ε =0,5
ε = 1,0
ε =0,5
ε = 1,0
ε = 0,5
ε = 1,0
het effect van de afschaffing van de verzilveringArbeidsaanbod
0,7
1,2
0,0
0,1
0,0
0,1
mogelijkheid van de algemene heffingskorting voor
– waarvan partners
3,3
6,3
0,3
0,4
0,1
0,3
niet-werkende partners. De opbrengst hiervan wordt
Bron: CPB (2007)
in deze variant gebruikt om alle tarieven in de loonen inkomstenbelasting met een procentpunt te verlagen. In de tweede variant wordt de aanvullende com- weliswaar nog steeds het arbeidsaanbod van partners te stimuleren, maar gaat
dit vrijwel in zijn geheel ten koste van het arbeidsaanbod van kostwinners en
binatiekorting verhoogd. De kosten van 330 miljoen
alleenstaanden. Het totale arbeidsaanbod blijft als gevolg van deze maatregelen
euro worden gefinancierd door een verhoging van
dus nagenoeg onveranderd. Het effect van het afschaffen van de overdraagbaarde tarieven in de loon- en inkomstenbelasting met
heid van de heffingskorting blijkt eveneens kleiner dan eerder gedacht, al blijft
0,1 procentpunt. In de derde kolom wordt de ouderstaande dat de maatregel tot een substantieel hoger arbeidsaanbod leidt.
bijdrage voor werkende ouders voor kinderopvang
afgeschaft en overgenomen door de overheid. De
kosten worden gedekt door een generieke stijging in
de loon- en inkomstenbelastingtarieven met 0,6 procentpunt. Elk van deze beleidsmaatregelen beoogt
het arbeidsaanbod van partners te stimuleren door
het verbeteren van financiële prikkels. De arbeidsaanbodelasticiteit blijkt in elk van de simulaties van
groot belang voor het kwantitatieve effect van een
maatregel. In alle gevallen blijkt het effect van de
maatregel kleiner dan eerder gedacht op basis van
de oude waarde van de arbeidsaanbodelasticiteit. In
het bijzonder geldt dat het totale arbeidsaanbod in
uren nu niet (noemenswaardig) verandert als gevolg
van een verhoging van de aanvullende combinatiekorting of het verstrekken van gratis kinderopvang.
Wel leiden deze beide maatregelen tot herverdeling van taken tussen kostwinners en partners: het
arbeidsaanbod van partners wordt gestimuleerd ten
koste van dat van kostwinners en alleenstaanden.
Deze laatste groepen gaan minder
participeren omdat zij per saldo
Ook het afschaffen van
extra belasting betalen om het
LITERATUUR
beleid te financieren. Merk hierbij
Blundell, R. en T. MaCurdy (1999) Labor supply: A review
de overdraagbaarheid
of alternative approaches. In: O. Ashenfelter D. Card, eds.,
overigens op dat de kostwinner in
Handbook of Labor Economics, vol. 3A, Ch. 27, Amsterdam:
van de heffingskorting
een ruime meerderheid van de geNorth-Holland, Amsterdam.
vallen van het mannelijk geslacht
Card, D., en A. Krueger (1995) Time-series minimum wage
leidt tot een verhoging
is. Ook het afschaffen van de
studies: a meta-analysis, American Economic Review: Papers and
van het arbeidsaanbod
overdraagbaarheid van de heffingsProceedings, vol. 85(2), 238-243.
Centraal Planbureau (2006) Keuzes in Kaart 2008-2011; economische
korting leidt tot een verhoging van
van partners
effecten van acht verkiezingsprogramma’s, Den Haag: CPB.
het arbeidsaanbod van partners.
Centraal Planbureau (2007) Een analyse van maatregelen gericht
Conclusie
In dit artikel wordt met behulp van meta-analyse een
synthese geformuleerd voor de arbeidsaanbodelasticiteit van vrouwen en mannen. Op basis van een
steekproef van 239 elasticiteiten uit 32 studies
blijkt dat voor Nederlandse vrouwen en mannen
respectievelijk een elasticiteit van 0,5 en 0,1-0,2
geldt. In vergelijking met eerdere inzichten betekent
dit dat de elasticiteit voor vrouwen naar beneden is
bijgesteld, wat belangrijke implicaties heeft voor de
(voorspelde) uitwerking van veel beleidsmaatregelen.
Zo blijken verhoging van de aanvullende combinatiekorting en het verstrekken van gratis kinderopvang
op de arbeidsparticipatie van vrouwen, CPB Notitie, 19 januari
2007, Den Haag: Centraal Planbureau.
Evers, M., R. de Mooij en D. van Vuuren (2005) What explains
the difference in elasticities of labour supply, CPB Discussion Paper
no. 51.
Graafland, J., R. de Mooij, A. Nibbelink en A. Nieuwenhuis
(2001) Mimicing Tax Policies and the Labour Market, Amsterdam:
North-Holland.
Killingsworth, M. en J. Heckman (1986) Female labor supply:
a survey. In: O. Ashenfelter and R. Layard, eds., Handbook of
Labor Economics, vol. I. Amsterdam: North-Holland.
De Mooij, R. (2006) Reinventing the Welfare State, CPB Speciale
Publicatie no. 60, Den Haag: Centraal Planbureau.
Van Vuuren, D. en R. Euwals (2006) De structurele groei van het
arbeidsaanbod op middellange termijn, CPB Memorandum 155,
Den Haag: Centraal Planbureau.
ESB
23 maart 2007
173