Arbeidsmarktdynamiek vergroot verschil tussen in- en outsiders

308Jaargang 101 (4733) 28 april 2016
Arbeidsmarktdynamiek vergroot verschil tussen in- en outsiders
ARBEIDSMARKT
D
e flexibilisering van de arbeidsmarkt
wordt vaak beargumenteerd vanuit
productiviteit of vanuit matching. Het
productiviteitsargument stelt dat bedrij –
ven bij een flexibele arbeidsmarkt hun
productiecapaciteit makkelijker kunnen laten meeademen
met de vraag , wat leidt tot meer efficiëntie in de productie.
Door eenvoudiger personeel te kunnen ontslaan of aan te
nemen, worden hoge personeelskosten in slappe tijden ver –
meden en kan eenvoudig worden opgeschaald wanneer het
tij keert. Het matchingargument stelt dat door meer perso –
nele wisselingen vaker de juiste man of vrouw op de juiste
positie belandt. Het is voor zowel werkgever als werknemer
eenvoudiger om af te tasten en te snuffelen, zonder dat bei-
de partijen langdurig zijn gebonden aan een suboptimale
arbeidsrelatie. Een efficiëntere productie en een betere matching lei-
den per saldo tot een efficiëntere arbeidsmarkt. Vacatures
kunnen sneller en beter worden vervuld en risicoaverse on –
dernemers nemen sneller personeel aan. De productiviteit
van bedrijven en werknemers gaat omhoog , wat uiteinde -lijk tot meer werkgelegenheid en lagere werkloosheid leidt
(Gautier
et al., 2013). Mensen die nu uitkeringsgerechtigd
zijn, zouden daarvan kunnen profiteren. Meer dynamiek
op de arbeidsmarkt zou instroom in de sociale zekerheid
kunnen voorkomen doordat werknemers sneller een andere
baan vinden. En het zou de uitstroom uit de sociale zeker –
heid kunnen bevorderen door de werkgelegenheidsgroei
die zou moeten ontstaan. Het doel van dit artikel is om em –
pirisch te verifiëren of meer dynamiek op de arbeidsmarkt
inderdaad leidt tot grotere uitstroom en minder instroom
in de sociale zekerheid (Broersma et al., 2016).
BAAN- EN WERKNEMERSREALLOCATIE
Arbeidseconomen meten dynamiek op de arbeidsmarkt
vaak via baan- en werknemersreallocatie (Bulté en Struy –
ven, 2014; Blasco en Pertold-Gebicka, 2013; Davis en
Haltiwanger, 1992). Baanreallocatie is de optelsom van alle
ARJEN EDZES
Senior-onderzoeker
aan de Rijksuniversi-
teit Groningen

LOURENS
BROERSMA
Senior-onderzoeker
aan de Rijksuniversi-
teit Groningen
JOUKE VAN DIJK
Hoogleraar aan
de Rijksuniversi-
teit Groningen en
voorzitter van de
Waddenacademie.
Met de wet werk en zekerheid en een groeiend aantal zzp’ers staat
de dynamiek op de arbeidsmarkt vol in de Nederlandse schijnwer –
pers. Flexibilisering van de arbeidsmarkt moet zorgen voor meer
werkgelegenheid en betere matching van vraag en aanbod op de
arbeidsmarkt. Dat zou de doorstroming op de arbeidsmarkt moe –
ten bevorderen. Meer dynamiek op de arbeidsmarkt voorkomt
wel de instroom, maar bevordert niet de uitstroom uit de sociale
zekerheid. Per saldo verscherpt meer dynamiek de scheidslijnen
tussen in- en outsiders op de arbeidsmarkt.
ESB Arbeidsmarkt
Bron: CBS
Kengetallen arbeidsmarktdynamiek,
gemiddelden over periode 2006-2011
Aantal
personen in
miljoenen Aantal personen
als percentage
van de potentiële
beroepsbevolking
Beroepsbevolking 8,6
Potentiele
beroepsbevolking 12,3
Gemiddeld jaarlijkse
instroom werknemers 2,520,3
Gemiddeld jaarlijkse
uitstroom werknemers 2,419,5
Gemiddeld aantal
nieuwe banen 1,310,7
Gemiddeld aantal
verdwenen banen 1,29,8
TABEL 1

Arbeidsmarkt ESB
309Jaargang 101 (4733) 28 april 2016
banen die in een jaar zijn verdwenen en zijn gecreëerd als
percentage van de gemiddelde werkgelegenheid in dat en
het voorgaande jaar. Baancreatie en -vernietiging ontstaat
wanneer bestaande bedrijven de productie uitbreiden (of
inkrimpen) dan wel als nieuwe bedrijven worden opge-
richt of bestaande bedrijven sluiten. Baanreallocatie is, zo
beschouwd, een gevolg van de aanpassing van arbeidsinzet
op de productiecapaciteit van de bedrijven aan de schum –
peteriaanse economische dynamiek van sector- en bedrijfs-
herstructureringen. Werknemersreallocatie bestaat uit de
optelsom van alle nieuw ingestroomde werknemers en alle
uitgestroomde werknemers in een jaar als percentage van
de gemiddelde werkgelegenheid in dat en het voorgaande
jaar. De werknemersreallocatie is per definitie groter dan
de baanreallocatie. Immers, werknemers kunnen ook in- en
uitstromen zonder dat banen verdwijnen of worden gecre –
e erd, bijvoorbeeld als gevolg van personele veranderingen
(carrièremobiliteit, vrijwillig vertrek, pensioen, (arbeids)
ongeschiktheid). Wanneer de werknemersreallocatie wordt
verminderd met wisselingen die ontstaan door baancreatie
en -vernietiging , ontstaat de churning-ratio (vrij vertaald:
roeren of karnen). Churning is te interpreteren als de werk –
nemersmobiliteit over de bestaande banenvoorraad. Deze
dynamiekvariabelen zijn vaak gebruikt in landen en lan –
denvergelijkende studies (Haltiwanger et al. , 2014).
Met microdata van het CBS, waarbij personen- en be –
drijvenbestanden aan elkaar zijn gekoppeld, is op jaarbasis
deze baan- en werknemersreallocatie op gemeenteniveau in
beeld gebracht (Edzes et al. , 2015). Over de periode die we
in beschouwing nemen (2006–2011) zijn in totaal 7,5 mil –
joen banen nieuw gecreëerd en 7,2 miljoen banen vernie –
tigd. Iets minder dan de helft van deze baandynamiek komt
voor rekening van bestaande bedrijven (respectievelijk 3,2
miljoen nieuw gecreëerd en 2,8 miljoen banen verdwenen),
de rest komt voor rekening van startups en bedrijfssluitin –
gen. Op jaarbasis zijn dit gemiddeld 1,3 miljoen nieuw ge –
creëerde en 1,2 miljoen vernietigde banen. Hier vallen ook
uitzendbanen onder. In dezelfde periode stromen in totaal
14,6 miljoen personen in bedrijven in en verlaten 14,2 mil –
joen werknemers hun bedrijf. Op jaarbasis gaat het dus om
ongeveer 2,5 miljoen werknemers met een nieuwe baan en
2,4 miljoen werknemers die hun baan verlaten, inclusief
werknemers via uitzendbureaus. Gegeven het feit dat tus-
sen 2006–2011 de jaarlijkse beroepsbevolking in Neder –
land uit gemiddeld 8,6 miljoen personen bestond, is er dus
sprake van een enorme dynamiek op de arbeidsmarkt (zie
tabel 1). Deze dynamiek kent grote regionale verschillen,
afhankelijk van de sectorstructuur en bedrijfskenmerken
(Edzes et al., 2015).
DYNAMIEK IN DE SOCIALE ZEKERHEID
De dynamiek in de sociale zekerheid is in beeld te brengen
door te kijken naar de stromen in en uit de Werkloosheids-
wet (WW ) en de Wet werk en bijstand (WWB). Zowel
UWV als het CBS publiceert deze cijfers op jaarbasis op ge –
meenteniveau. Hierbij moet worden aangetekend dat maar
een deel van vooral de uitstroom wordt veroorzaakt door het
vinden van een baan. De instroom in de WW is meestal van –
uit een baan. Echter, zeker bij de WWB zijn er ook andere instroomkanalen (bijvoorbeeld vanuit een school of na een
echtscheiding ) en andere uitstroommogelijkheden. Zoals
gezegd stroomt maar een deel uit de WW (60 procent) en
WWB (40 procent) naar een baan. De rest stroomt uit naar
andere sociale-zekerheidsregelingen, zoals AOW of WAO,
of verlaat de arbeidsmarkt omdat niet langer naar werk wordt
gezocht (discouraged worker effect, pensionering ).
Om de efficiënte werking van de arbeidsmarkt vast te
stellen, worden de in de literatuur gebruikelijke matching –
modellen gebruikt, zie Petrogolo en Pissarides (2001)
voor een overzicht. Om te beginnen wordt de uitstroom
uit de sociale zekerheid in een bepaald jaar gerelateerd aan
Bron: Broersma et al., 2016
Schatting van matching- en dynamiekvariabelen
op uitstroom uit de WW en WWB, 2006-2011¹TABEL 2
Bron: Broersma et al., 2016
Schatting van matching- en dynamiek variabelen
op instroom naar de WW en WWB, 2006-2011¹ TABEL 3
Instroom in de WW Instroom in de WWB
Matchingvariabelen
Werkgelegenheidsgraad (t -1)0,348*** 0,389***0,155***0,167***
Efficiencyvariabelen
Churning-ratio -0,333***-0,120***
Werknemersreallocatie -0,478***-0,161***
Baanreallocatie 0,0970,018
Percentage lage inkomens 0,516***0,514***0,239***0,239***
Percentage minderheden -0,054**-0,052** 0,051*0,052*
Regionale dummies (ref: niet stedelijk)
Zeer sterk stedelijk -0,080-0,084 0,736***0,737***
Sterk stedelijk 0,135**0,132**0,465***0,467***
Gemiddeld stedelijk 0,158***0,157***0,1000,102
Matig stedelijk 0,0570,055-0,060 -0,059
Observaties 201520152004 2004
Log likelihood -1425,7-1424,2-192,9 -191,8
R
20,23 0,230,370,37
*/**/*** Significant op respectievelijk tien-, vijf- en eenprocentsniveau
¹Alle regressies bevatten een tijdstrend en een constante
Uitstroom uit de WW Uitstroom uit de WWB
Matchingvariabelen
Percentage WW-ers (t-1) 0,335***0,330***
Percentage WWB-ers ( t-1) 1,008***1,023***
Vacaturegraad (t-1) 0,042***0,045***-0,001 -0,002
Efficiencyvariabelen
Churning-ratio -0,025-0,044-0,020 0,013
Specifieke voorraden:
Percentage lage inkomens 0,361***0,384***0,062**0,036
Percentage minderheden -0,038***-0,052***-0,063***-0,027**
Regionale dummies (ref: niet stedelijk)
Zeer sterk stedelijk -0,062-0,268***
Sterk stedelijk 0,076*-0,151***
Gemiddeld stedelijk 0,093**-0,176***
Matig stedelijk 0,024-0,101***
Observaties 20042004 19961996
Log likelihood -1187,71181,0390,7409,3
R
20,29 0,290,870,87
*/**/*** Significant op respectievelijk tien-, vijf- en eenprocentsniveau
¹ Alle regressies bevatten een tijdstrend en een constante

ESB Arbeidsmarkt
310Jaargang 101 (4733) 28 april 2016
de voorraad aan werkzoekenden en de baanopeningen of
vacatures aan het begin van dat jaar. Voor wat betreft de
instroom in de sociale zekerheid in een jaar wordt deze ge –
relateerd aan de hoeveelheid banen aan het begin van dat
jaar. Vervolgens voegen we de baan- en werknemersreal –
locatie toe en de churning-ratio, die de efficiency van de
arbeidsmarkt op het matchingmodel weergeven. Om voor
verschillen in regionale arbeidsmarktomstandigheden te
controleren voegen we dummy’s voor stedelijkheid toe en
achtergrondvariabelen waarvan uit de literatuur blijkt dat
deze een belangrijke invloed hebben op de stroomgegevens
in de sociale zekerheid. Om voor de effecten van conjunc-
tuur te controleren is een jaartrend opgenomen. Alle va –
riabelen zijn geschaald op de potentiële beroepsbevolking
en als logaritme opgenomen in de modellen. De modellen
zijn met de Maximum-Likelihood (ML)-regressiemethode
geschat.
UITSTROOM UIT DE SOCIALE ZEKERHEID
Tabel 2 laat de effecten zien voor de uitstroom uit de soci-
ale zekerheid voor zowel de WW als de WWB. Voor beide
geldt dat een grotere bestandsomvang een positief effect
heeft op de uitstroom. Meer vacatures hebben alleen bij de
WW een positieve invloed, bij de WWB is er geen relatie
met uitstroom. De churning-ratio heeft geen invloed op de
uitstroom, noch voor de WW en noch voor de WWB. De
stedelijkheidsdummy’s laten zien dat ten opzichte van niet-
urbane gebieden de uitstroom uit de WW alleen hoger is
in gemiddeld stedelijke gemeenten. Voor de uitstroom uit
de bijstand geldt dat in plattelandsgemeenten de uitstroom
hoger is dan in meer stedelijke gemeenten. De conclusie is
uiteindelijk dat meer arbeidsmarktdynamiek, in tegenstel –
ling tot de verwachting , over de periode 2006–2011 geen
invloed heeft gehad op de uitstroom uit de sociale zekerheid.
INSTROOM IN DE SOCIALE ZEKERHEID
Voor de instroom in de sociale zekerheid ligt dat anders.
Om te beginnen heeft het aantal banen een positieve in –
vloed op de instroom in de sociale zekerheid. Meer werkge –
legenheid leidt tot een hogere instroom, zowel in de WW
als in de WWB. De variabelen voor de arbeidsmarktdyna –
miek hebben nu wel een effect. Hoe hoger de churning-
ratio hoe geringer de instroom in zowel de WW als de
WWB. Voor de WW is dit effect het grootst. Het effect
komt bijna volledig voor rekening van de werknemersreal –
locatie en minder (niet significant) voor rekening van de
baanreallocatie. De conclusie is dat arbeidsmarktdynamiek over de periode 2006–2011 de instroom in de sociale ze
–
kerheid heeft beperkt (tabel 3).
CONCLUSIE
Meer dynamiek op de arbeidsmarkt zou ten goede moeten
komen aan de werkgelegenheid en de matchingprocessen
op de arbeidsmarkt. Dat blijkt, wanneer gekeken wordt
naar de in- en uitstroom uit de sociale zekerheid, maar ten
dele het geval te zijn. Meer dynamiek zorgt er wel voor dat
minder mensen in de WW en WWB instromen, maar zorgt
er niet voor dat meer mensen uitstromen. Mensen die een –
maal actief zijn op de arbeidsmarkt lijken zich door meer
arbeidsmarktdynamiek beter te kunnen redden, terwijl voor
mensen met een uitkering de kansen om uit te stromen niet
groter worden. Het lijkt er dus op dat een flexibele arbeids-
markt de scheidslijnen tussen werkenden en uitkeringsge –
rechtigden eerder verscherpt dan dat het de kansen van out –
siders om tot de arbeidsmarkt toe te treden vergroot.

▶ Flexibilisering van de arbeidsmarkt
moet de doorstroming van wer ken-
den bevorderen via meer werk-
gelegenheid en betere matching
▶ Meer arbeidsmarktdynamiek
blijkt echter wel de instroom in
de sociale zekerheid te beperken,
maar niet de uitstroom eruit te
bevorderen
▶ Zodoende verscherpt arbeids-
marktdynamiek de scheidslijnen
tussen in- en outsiders
In het kort
LITERATUUR
Blasco, S. en B. Pertold-Gebicka (2013) Employment policies, hi-
ring practices and firm performance. Labour Economics, 25, 12–24.
Broersma, L., A.J.E. Edzes en J. van Dijk (2016) Matching models of
unemployed job searchers: Does churning help to lower unemployment.
Working paper aan de Rijksuniversiteit Groningen.
Bulté, S. en L. Struyven (2014) Churning als nieuwe indicator voor
de efficiënties van matches op de arbeidsmarkt. DynaM Working
Paper, 2014(1).
Davis, S.J. en J. Haltiwanger (1992) Gross job creation, gross job
destruction and employment reallocation. Quarterly Journal of Eco-
nomics, 107(3), 819–863.
Edzes, A.J.E., M. Middeldorp, I. Noback, V. Venhorst, L. Broersma,
en J. van Dijk (2015) Dynamiek op de arbeidsmarkt: over carrièrelij-
nen, baan- en werknemersdynamiek . Groningen: Rijksuniversiteit
Groningen.
Gautier, P., A. de Grip en B. van der Klaauw (2013) Canon deel 7:
Arbeidsmarkt. ESB, 98(4664 /65), 448–451.
Haltiwanger, J., S. Scarpetta en H. Schweiger (2014) Cross-country
differences in job reallocation: the role of industry, firm size and
regulations. Labour Economics, 26, 11–25.
Petrogolo, B. en C.A. Pissarides (2001) Looking into the black box:
a survey of the matching function. Journal of Economic Literature,
39(2), 390–431.