Arbeidsmarktparticipatie
van jonge vrouwen
Een analyse van stroomgegevens
DRS. A.W.F. CORPELEIJN*
De opmerking dat de jonge werkende gehuwde vrouw in toenemende mate op de arbeidsmarkt
participeert, is gemeengoed geworden. Nam in 1960 immers slechts 10% van deze groep deel aan het
arbeidsproces, in 1979 was dit percentage verviervoudigd. De auteur constateert echter dat eerder
sprake is van een statistische vertekening dan wel van een re6el veschijnsel. Hij stelt dat het gebruik
van standcijfers en het opnemen van demografische kenmerken in de statistieken tot een gekleurd
beeld leidt. Realistischer is het om stroomcijfers te gebruiken en de arbeidsmarktloopbaan van de
vrouw te volgen. Dan blijkt dat het verblijf van jeugdige vrouwen op de arbeidsmarkt nog van korte
duur is: na een eerste kennismaking op de arbeidsmarkt na het beeindigen van de schoolopleiding
volgt na korte tijd een massale uittocht.
1. Het traditionele model
Arbeidsmarktparticipatie (beroepsdeelneming) wordt gewoonlijk bestudeerd met behulp van z.g. deelnemingspercentages: verhoudingsgetallen die aangeven hoeveel procent van de
bevolking of van een bevolkingscategorie deel uit maakt van de
beroepsbevolking (ook werklozen worden tot de beroepsbevolking gerekend). Kenmerkend voor deze benadering is onder
meer dat de deelneming van de onderscheiden bevolkingscategorieen op zich zelf wordt beschouwd: het is ongewoon een stijging
bij de ene categoric en een daling bij een andere met elkaar in verband te brengen.
In het geval van vrouwen wordt gewoonlijk een onderscheid
gemaakt naar burgerlijke staat. Speciale aandacht krijgen de gehuwde vrouwen, omdat de deelnemingscijfers van deze categoric een markante ontwikkeling (stijging) vertonen. De deelneming van de gehuwde vrouw wordt vaak in verband gebracht
met haar gezinssituatie (kindertal, leeftijd van eventuele kinderen, beroep of inkomen van de echtgenoot). Dit,,model” sluit
aan bij allerlei alledaagse waarnemingen: het is bij voorbeeld algemeen bekend dat moeders van kleine kinderen vaak geen (volledige) betaalde werkkring hebben. Hieruit volgt echter niet dat
het model geschikt is om de historische ontwikkeling in kaart te
brengen.
Het probleem dat hierbij aan de orde is kan met enige cijfers
worden verduidelijkt (zie tabel 1).
Een minder formele interpretatie is dat zich verschuivingen hebben voorgedaan. De leeftijd waarop men het onderwijs verlaat is
gestegen, de huwelijksleeftijd is – althans in de jaren zestig gedaald. Dit leidt tot grote veranderingen in deelnemingspercentages die voor de betrokkenen van weinig betekenis kunnen zijn:
de duur van het (eerste) verblijf van vrouwen op de arbeidsmarkt
is misschien ongeveer gelijk gebleven. De veranderingen in de
deelnemingspercentages van vrouwen zijn voor een groot deel
een statistische eigenaardigheid die optreedt doordat leeftijd en
burgerlijke staat als indelingscriteria worden gehanteerd.
2. Aard van de studie
Wegens de eigenaardigheid van het traditionele participatiemodel is een alternatieve methode ontwikkeld om inzicht te geven in de arbeidsmarktpositie van jonge vrouwen. Deze nieuwe
benadering is ,,natuurlijker” dan de traditionele, omdat (een
deel van) de arbeidsmarktloopbaan van de vrouw wordt gevolgd, en niet wordt uitgegaan van demografische kenmerken.
De bedoeling is antwoord te krijgen op vragen als: hoeveel vrouwen gaan na afloop van de schoolperiode naar de arbeidsmarkt?, hoe lang blijven zij daar (in eerste instantie)? welke
verschillen zijn er ter zake tussen vrouwen met uiteenlopende
opleiding? Het traditionale model laat dergelijke vragen onbeantwoord. De gegevens zijn ontleend aan deArbeidskrachtentelling 1979. Uit het totale respondentenbestand zijn ruim
Tabel 1. Deelnemingspercentages van vrouwen van 15 — 29jaar
Niet-gehuwd
Gehuwd
Totaal
1960
1971
66
64
45
46
1979
47
10
23
43
46
Deze cijfers suggereren veranderingen, althans wanneer men
de totaalkolom buiten beschouwing laat. Men concludeert tot
,,de onstuitbare opkomst van de werkende gehuwde vrouw” 1).
716
* Werkzaam bij het Centraal Bureau voor de Statistiek. De auteur dankt
dr. A. Verbeek (CBS) voor zijn opmerkingen bij de eerste versie van dit
artikel.
1) Onder die titel verscheen een artikel van J. Hartog en J.J.M. Theeuwes in ESB, 14 december 1983. Talrijke studies over beroepsarbeid door
gehuwde vrouwen zijn in Nederland verricht door J.J. Siegers (RU
Utrecht). Als geestelijke vader van de hier bedoelde stroming geldt J.
Mincer, wiens paper ,,The labor force participation of married women”
(Aspects of labor economics, NBER, 1962) veel nagevolgd is.
19.000 vrouwen geselecteerd, namelijk de vrouwen die na 1967
voor het eerst het onderwijs hebben verlaten, zowel tijdens de
telling als een jaar daarvoor in Nederland woonden en niet op
beide tijdstippen dagonderwijs volgden. Na ophoging zijn dat
bijna 1 mln. vrouwen, waarvan 73% tijdens de enquete en/of
een jaar daarvoor tot de beroepsbevolking behoorde.
Hoewel de steekproef vrij groot is, moet toch met
onbetrouwbaarheidsmarges rekening worden gehouden 2). De
analyse is gebaseerd op de overgangen in de eerste 10 jaar na het
verlaten van het onderwijs. De beschouwde overgangen
betreffen het jaar 1978/1979. Van een overgang is sprake als ,,de
toestand” (met of zonder beroep) tijdens de enquete verschilde
van die van een jaar daarvoor; niet alle overgangen worden dus
waargenomen. Een soortgelijke analyse is niet mogelijk op basis
van eerdere of latere tellingen, omdat alleen bij de
Arbeidskrachtentelling 1979 naar het jaar van schoolverlaten is
gevraagd.
In de volgende paragrafen worden stroomcijfers en afgeleide
gegevens gepresenteerd en van enig commentaar voorzien.
Daarna worden de uitstroomkansen nader geanalyseerd. Hierbij
wordt gebruik gemaakt van het logit-model, waarvan elders een
eenvoudige beschrijving en een andere toepassing op het gebied
van de arbidsmarkt is vermeld 3).
3. Stromen, overgangskansen en deelnemingspercentages
Tabel 3. Beroepsdeelnemingspercentages en stroomquotienten
van vrouwen die na 1967 voor het eerst het dagonderwijs verlieten (in procenten)
Toestand
voorjaar 1978
Jaar van
schoolverlaten
Stroomquotienten
1978/1979
aantal deelne-
inuitaantal deelne- Aantal
jaren mings- stroom stroom jaren mings- waarnevan percen- mingen
van percenschool
tage
school
tage
3
4
5
21
93
92
89
83
79
6
72
63
1970
7
8
22
16
13
11
8
4
1969
1968
9
10
52
47
41
3
5
4
1978
1977
1976
1975
1974
1973
1972
1971
Toestand
voorjaar 1979
0
1
2
93
51
1
2
3
3
4
94
94
90
84
79
1.741
.550
.651
.591
.651
7
7
8
3
4
5
6
75
.669
12
7
65
.652
14
15
15
8
9
10
11
56
48
.603
.855
.952
.949
16
42
37
Tabel 4. Deelnemingspercentages …. jaar na het verlaten van
het onderwijs
1
Een globaal overzicht van de stromen naar en uit de
beroepsbevolking in de onderzoekspopulatie geeft tabel 2. Van
Feitelijk in 1979
de 626.000 vrouwen die in 1978 tot de beroepsbevolking
In de stationaire toestand
2
3
4
5
6
7
8
9
10 11
94 94 90 84 79 75 65 56 48 42 37
94 94 92 87 82 78 70 61 54 48 43
behoorden, verliet 9% in 1978-79 de arbeidsmarkt. Meestal
ging men naar de categorie ,,overigen zonder beroep”, die in dit
geval voornamelijk huisvrouwen bevat. De terugkeer naar het
onderwijs lijkt in deze tabel zeer gering. Hierbij moet evenwel
bedacht worden dat vrouwen die in beide jaren scholier/student
waren buiten beschouwing zijn gelaten, en dat het (gaan) volgen
van ,,part-time”-onderwijs in deze tabel niet tot uiting komt. De
instroom in de beroepsbevolking omvat ruim 90.000 vrouwen,
voornamelijk rechtstreeks afkomstig van het onderwijs. Het
aantal schoolverlaters (82.000) betreft overigens niet de totale
uitstroom van vrouwen uit het onderwijs. Onder meer zijn de in
inrichtingen en tehuizen wonende schoolverlaters (zoals
sommige leerling-verpleegkundigen e.d.) niet waargenomen.
Meer inzicht in de stromen biedt tabel 3. De vrouwen zijn hier
ingedeeld naar jaar van schoolverlaten (personen die in de eerste
maanden van 1979 van school kwamen zijn buiten beschouwing
gelaten). De tabel vermeldt deelnemingspercentages (met beroep
in % van het totaal) voor 1978 en 1979 en in- en uitstroomquotienten. Deze quotienten zijn gedefinieerd als: instroom in
de beroepsbevolking 1978/1979 in procenten van zonder beroep
in 1978 resp. uitstroom uit de beroepsbevolking 1978/1979 in
procenten van met beroep 1978. De kolom met
deelnemingspercentages voor 1978 laat voor de schoolverlaters
1978 een laag cijfer zien: de meeste zaten toen (voorjaar) nog op
school. Voor het cohort 1977 bedroeg het deelnemingspercentage in 1978 93%, en voor oudere jaargangen wordt vervolgens
een steeds lager cijfer waargenomen. lets dergelijks ziet men bij
de deelnemingscijfers van 1979. Vergelijkt men vrouwen die
even long van school zijn dan vindt men in 1979 steeds hogere
cijfers dan in 1978. Vrouwen die bij voorbeeld 4 jaar van school
waren hadden in 1978 een deelnemingspercentage van 83%; de
Tabel 2. Stromen naar en uit de beroepsbevolking in 1978/1979
van vrouwen die na 1967 voor het eerst het dagonderwijs verlieten (in duizenden)
^^–^^
1978
1979
^^^^
^^^
Met beroep
Scholier/student
Overigen zonder beroep
Totaal
ESB 8-8-1984
Met
beroep
Scholier/
student
570
78
3
1
15
662
4
Overigen
zonder
beroep
volgende jaargang had een jaar later een cijfer van 84%. Het
verschil is in dit voorbeeld klein en niet significant, maar het
verschijnsel doet zich over de hele linie voor en soms zijn de
verschillen groter, zodat de algehele tendens zeker zeer
significant is. Vergelijkt men daarentegen vrouwen van
hetzelfde cohort dan vindt men, afgezien van de twee jongste
cohorten, in 1979 steeds lagere cijfers dan in 1978. Men kan dus
stellen dat de beroepsdeelneming van vrouwen in de eerste 10
jaar na het verlaten van de school toeneemt, maar ook dat deze
afneemt. In het eerste geval vergelijkt men opeenvolgende
cohorten, in het tweede geval volgt men een zelfde cohort in de
tijd.
Veranderingen van deelnemingspercentages zijn het gevolg
van bepaalde stromen of overgangen. De verklaring voor de
hoge deelnemingspercentages van recente schoolverlaters is
uiteraard dat de meeste vrouwen direct na de school naar de
arbeidsmarkt gaan; de vrouwen die niet in het eerste jaar gaan,
doen dat in het tweede jaar voor een groot deel alsnog. De
uitstroomquotienten zijn in de eerste jaren op de arbeidsmarkt
laag (3 a 4%); na 6 jaar begint echter een massale uittocht (12 a
16% vertrekt jaarlijks).
Een dergelijke interpretatie van tabel 3 veronderstelt min of
meer gelijkblijvende overgangskansen. Deze veronderstelling is
niet geheel realistisch. Men kan berekenen welk deelnemingspatroon ontstaat wanneer de in 1978/1979 waargenomen
overgangskansen gelijk blijven (stationaire situatie). De
feitelijke deelnemingspercentages in 1979 blijken lager te zijn
dan de deelnemingspercentages in de stationaire toestand, zoals
uit het volgende overzicht blijkt (zie tabel 4). Het verschil is voor
de oudere cohorten niet onaanzienlijk.
Dit resultaat wijst erop dat de overgangskansen niet constant
zijn. Aannemelijk is dat de uitstroomkansen dalen. Een en ander
is in overeenstemming met de stijging van de deelneming die uit
tabel 3 bleek.
Totaal
1978
53
4
626
82
2) Zie CBS, Arbeidskrachtentelling 1979, deel 1, par 1.2.
254
312
269
978
de situatie in maart 1982 met behulp van een logit-model, in: Sociale
maandstatistiek, mei 1983.
3) A.W.F. Corpeleijn, Werkloosheid onder jongeren: een analyse van
717
4. Overgangskansen en duur van het eerste verblijf op de arbeidsmarkt: verschillen lussen opleidingscategorieen
Hoe lang vrouwen na het verlaten van de school op de arbeidsmarkt blijven valt strikt genomen niet af te leiden uit periodegegevens, tenzij men een stationaire situatie zou mogen veronderstellen. Toch zullen hier uitkomsten van enige berekeningen
worden vermeld op basis van het genoemde databestand. Deze
uitkomsten hebben dan betrekking op een fictief cohort. Het is
een redelijke veronderstelling dat deze cijfers voor de oudere co-
horten een overschatting, en voor de jongere cohorten een onderschatting van de duur van het eerste verblijf op de ar-
Tabel 7. Effecten van diplomabezit, jaar van schoolverlaten en
leeftijd op de uitstroomkans (logit-model) a)
Additief
Constante
Diplomabezit
– geen diploma
– MAVO
– LBO
– HAVO/VWO
– MBO
– HBO/WO
Multiplicatief
-3,21(0,12)
0,04
0
-0,33(0,10)
– 0,15(0,10)
– 0,37(0,15)
-0,08(0,11)
-0,42(0,15)
0,72
0,86
0,69
0,92
0,66
beidsmarkt geven.
De berekening (benadering) verloopt als volgt. Veronderstel
Leeftijd
dat een vrouw na het verlaten van de school onmiddellijk naar de
22 jaar en jonger
0
arbeidsmarkt gaat (zoals gebruikelijk) en dat zij vervolgens
blootstaat aan de in label 3 vermelde uitstroomkansen. Men kan
dan een ,,overlevingsprofiel” berekenen door vermenigvuldiging van blijfkansen (een blijfkans is het complement van een
uitstroomkans). Na bij voorbeeld 3 jaar is nog op de arbeidsmarkt: (1 -0,03)x(l -0,04)x 100 = 90% van de vrouwen, na 6 jaar 72% en na 11 jaar 33%. De gevonden waarden
23 – 26 jaar
27 jaar en ouder
0,25(0,10)
1
zijn steeds lager dan de deelnemingspercentages in de stationaire
toestand doordat de deelnemingscijfers mede door latere instroom worden bepaald. Deze latere instroom zal voor een deel
bestaan uit herintredes, maar voor een andere deel uit ,,uitgestel-
Aantaljaren van school
0- 2 jaar
3- 4jaar
5- 6 jaar
7- 8 jaar
9 -10 jaar
0,42(0,14)
1
1,28
1,52
0
0,76(0,12)
1
2,14
1,05(0,12)
2,87
4,04
1,40(0,14)
1,36(0,15)
3,91
a) De standaardfouten staan tussen haakjes.
de” instroom. Strikt genomen heeft het overlevingsprofiel dan
ook alleen betrekking op het eerste verblijf op de arbeidsmarkt
voor zover dat aansluit bij de schoolloopbaan. Dit onderscheid
is echter tamelijk subtiel. Uit het overlevingsprofiel valt op eenvoudige wijze de frequenlreverdeling van de (voltooide) duur
van het eerste verblijf af te leiden (zie label 5).
De spreiding blijkt aanzienlijk te zijn. Hel berekenen van een
gemiddelde is niel mogelijk aangezien de duur van de laatste
klasse onbepaald is; de mediaan ligt lussen 8 en 9 jaar.
Soorlgelijke berekeningen zijn uilgevoerd per opleidingscategorie; de vrouwen zijn ingedeeld naar aard van het hoogst behaalde onderwijsdiploma voor het (eerste) vertrek uit het dagonderwijs, volgens de gebruikelijke indeling (SOI 1978). Er zijn 6
opleidingscategorieen onderscheiden (zie label 6). Door hel
soms geringe aanlal waarnemingen zijn de uilkomslen niel erg
nauwkeurig; het zijn slechls voorlopige indicalies (in de volgende paragraaf wordt nader ingegaan op verschillen lussen
opleidingscategorieen).
De echte ,,blijfsters” zijn wat talrijker onder de MAVO-, HAVO/VWO-, en HBO/VWO-gediplomeerden. Van een relatie
tussen opleidingsniveau en verblijfsduur lijkt geen sprake. Bij
hel voorlgezel onderwijs is er eerder een tweedeling AVO-BO,
dan le-trap-2e-lrap.
Tabel 5. Duur van het eerste verblijf op de arbeidsmarkt (procentuele verdeling)
Korter dan
3 jaar
10
3-4 jaar
5-6 jaar
7-8 jaar
9-10 jaar
Langer dan
11 jaar
12
15
17
13
33
Tabel 6. Duur van het eerste verblijf op de arbeidsmarkt naar
diplomabezit (procentuele verdeling)
Korter dan
5 jaar
Geen diploma
MAVO
LBO
HAVO/VWO
MBO
HBO/WO
718
5-10 jaar
1 1 jaar en
langer
28
14
21
23
24
27
43
48
46
33
49
36
29
38
33
44
27
37
Aantal
waarnemingen
3.141
3.762
4.657
1.190
3.605
1.997
5. Nadere analyse van de uitstroomkansen
In hel bovenslaande kwam naar voren dat vooral de uitstroomkansen voor een nadere analyse in aanmerking komen.
De instroom vindt overwegend plaals onmiddellijk na hel verlalen van de school en belreft dan vrijwel alle schoolverlaters; de
uitstroom daarentegen vertoont een grote variatie. Gebleken is
dat er een zekere relalie bestaat lussen de uilslroomkans en de
lijd die men op de arbeidsmarkl is, lerwijl er wellichl ook een samenhang is mel hel gevolgde onderwijs. Ongelwijfeld zijn er nog
andere verbanden. Als jonge vrouwen de arbeidsmarkl verlalen
doen zij dal als regel nadal zij gehuwd zijn, en – legenwoordig
– veelal bij gelegenheid van de geboorte van het eerste kind.
Hier zijn dus statistische verbanden; deze bieden echler geen verklaring voor de verblijfsduur, aangezien huwelijk en/of gezinsvorming uilgesteld kunnen worden in verband met gewenste arbeidsmarktparticipatie. Hel gaal dan om samenhangende beslissingen. Inleressanl is hel na le gaan welke rol de leeftijd speelt.
Derhalve zijn berekeningen uitgevoerd voor vrouwen die in
1978 tot de beroepsbevolking behoorden met als ingangen: jaar
van schoolverlalen, diplomabezil, leeftijd en een variabele die
aangeefl of de vrouw in 1978/1979 al dan niel de beroepsbevolking heeft verlalen. Deze label is met behulp van het logit-model
geanalyseerd, waarbij — zoals het voorafgaande reeds doet vermoeden – de uitstroomkans als afhankelijke variabele fungeerde. Een eenvoudig model met alleen de drie hoofdeffecten bleek
redelijk bij de waarnemingen le passen (G 2 = 126, df=75). Een
nog beter passend model wordt verkregen door het interaclieef feel jaar van schoolverlalers x leeftijd toe tevoegen(G 2 = 98,
df=67). Maar het eenvoudiger model geefl al een aanvaardbare
benadering. De parameters van dil simpele model zijn in label 7
vermeld.
Hel logil-model werkt zo dat men door opstelling van de addilieve parameters van een bepaalde categoric ln(p/(l-p)) krijgl,
waarbij p — in dil geval — de geschalle uilslroomkans is. Voor
bij voorbeeld een vrouw mel MAVO-diploma, 5-6 jaar van
school en in de leeflijdsklasse 23 — 26 jaar, berekent men de geschatle uilslroomkans uil label 7 als volgt:
ln(p/(l-p)) = -3,21 -0,33+0,25+1,05 = -2,24
p/(l-p) = 0,106
p = 0,096
Door de multiplicalieve paramelers le gebruiken kan men de
logarilmen vermijden. Voor helzelfde voorbeeld berekent men
dan:p/(l-p)= 0,04 x 0,72 x 1,28 x 2,87 = 0,106, hetgeendus
eveneens een uilstroomkans van 10% opleverl.
Tabel 8. Vergelijking van effecten van leeftijd en diplomabezit
op de uitstroomkans met en zander jaar van schoolverlaten (ad-
daar min of meer bij aan en is daardoor voor vrouwen mel een
dergelijke opleiding wellicht een gemakkelijker aanvaardbaar
ditieve parameters) a)
alternalief.
Met jaar van
schoolverlaten
Zonder jaar van
schoolverlaten
Leeftijd
— 22 jaar en jonger
-23 -26 jaar
— 27 jaar en ouder
Diplomabezit
– geen diploma
– MAVO
– LBO
– HAVO/VWO
– MBO
– HBO/WO
0
0,25
0,42
0
-0,33
-0,15
-0,37
-0,08
-0,42
0
0,86
1,21
0
-0,41
-0,19
-0,64
-0,31
-0,94
a) Uit gegevens van de Arbeicfskrachtentelling 1979 is voorts gebleken dat er enige
relatie bestaat tussen de duur van het eerste verblijf van de vrouw op de arbeidsmarkt
en het onderwijs dat zij heeft gevolgd. Vroegtijdig vertrek van de arbeidsmarkt komt
meer voor bij ongediplomeerden, en bij vrouwen met een lagerc of middelbare
beroepsopleiding.
Uit label 7 blijkt in de eerste plaats dat de samenhang tussen
het aantal jaren dat men van school is en de uitstroomkans zoals
deze uit label 3 naar voren kwam, volledig overeind blijft wanneer men leeftijd en diplomabezit in de analyse betrekt. De aan-
vankelijk lage uitstroomkans stijgt na een paar jaar snel tot na 7
jaar een hoogtepunt is bereikt. Ook de leeftijd heeft een significant effect, zij hel dat dit veel geringer is dan dat van het jaar van
schoolverlaten. Hetzelfde geldl voor diplomabezil, al vail daarbij op te merken dat dit een variabele is van een heel andere soort
Wanneer men de variabele jaar van schoolverlaten uit het model weglaat, vindt men veel grolere ef feclen van leeftijd en diplomabezit; label 8 illustreert dat. Dit verschijnsel verdient de aandachl omdat bij sludies naar de arbeidsmarklparlicipalie van
(jonge) vrouwen zelden of nooil met hel jaar van schoolverlalen
rekening wordl gehouden. Dil leidt er toe dat hel effecl van wel
opgenomen variabelen aanmerkelijk wordl overschal.
6. Samenvatting en conclusies
De beroepsdeelneming van vrouwen wordt in het tradilionele
parlicipaliemodel grolendeels verklaard vanuil ,,huiselijke kenmerken van de vrouw zoals haar burgerlijke slaal, kindertal, en
kenmerken van de eventuele echlgenool (beroep, inkomen) en
kinderen (aantal, leeftijd). De slerke slijging in de afgelopen decennia van de deelnemingspercenlages van vooral jonge gehuwde vrouwen wordt vaak zo uitgelegd dal er een grote toeslroom
van gehuwde vrouwen naar de arbeidsmarkl zou bestaan.
In feite zijn er andere zaken aan de orde, zoals (veranderingen
in) de leeftijd waarop men hel onderwijs verlaat, de huwelijksleeflijd, hel lijdsinlerval tussen de huwelijkssluiting en de
geboorle van het eerste kind. Een toestroom van gehuwde vrouwen op jeugdige leeftijd is er eigenlijk niet of nauwelijks. Van
een reele stijging in beroepsdeelneming van jonge vrouwen kan
men slechts spreken wanneer vrouwen (ongeachl burgerlijke
slaat) na het verlaten van de school langer op de arbeidsmarkl
blijven. Dil was zeker niet de overheersende hand van de jaren
zestig en zevenlig, al gaal hel nu wel die richling uit.
Omdat de gangbare deelnemingspercentages misverslanden
zodal vergelijking van de grootte van effecten niet veel zin heeft.
oproepen en een le slalisch beeld van de arbeidsmarklpariicipa-
Tussen de opleidingscategorieen is er een tweedeling: enerzijds
de ongediplomeerden en de vrouwen met een lagere of middelbare beroepsopleiding, anderzijds de vrouwen met een diploma
van MAVO, HAVO/VWO of HBO/WO. Binnen deze twee
groepen zijn de verschillen niet significant; het verschil tussen de
groepen is dat wel. Dal juisl deze Iweedeling wordl aangelroffen
tie geven, verdienl hel aanbeveling de ontwikkeling van de beroepsbevolking in de eerste plaats met behulp van stroomgegevens in kaart te brengen. Het ligl voor de hand daarbij aansluiting le zoeken bij de onderwijsslatistieken.
Bij de analyse van de beroepsdeelneming door jonge vrouwen
is een zeer belangrijk kenmerk hel aantal jaren dal men van
school is. Belrekkelijk weinig vrouwen verlaten de arbeidsmarkt
in de eerste 5 jaar na de schoolperiode; daarna komt echter een
grote uitlocht op gang.
vail moeilijk te rijmen met iheorieen die verschillen in arbeidsmarktparticipatie tussen vrouwen trachten le verklaren uil
loonverschillen. Een grool deel van het lager en middelbaar beroepsonderwijs dat door meisjes wordt gevolgd is huishoudelijk/verzorgendgeorienteerd; het ,,beroep” van huisvrouw sluit
A.W.F. Corpeleijn