Arbeidsongeschiktheid als
economisch begrip
Een theoretische en empirische analyse inzake de ontwikkeling
van arbeidsongeschiktheid op mesoniveau
DRS. F.A.J. VAN DEN BOSCH – DRS. C. PETERSEN*
Bij de verklaring van de sterke stijging van het aantal arbeidsongeschikten.
wordt algemeen
verondersteld dat economische factoren. i.c. een tekortschietende
vraag naar arbeid. een
belangrijke rol spelen. In een eerdere studie hebben de auteurs de verborgen
werkloosheid in de WAO voor 1980 geschat op 160.000 manjaren. In dit artikel wordt nagegaan
in welke mate economische factoren invloed hebben op de WAO-ontwikkeling
op mesoniveau.
De auteurs vinden ook op mesoniveau een duidelijke samenhang. Het blijkt
dat de invalideringsfrequentie
(het aantal WAO-toekenningen
uitgedrukt als percentage van het
aantal verzekerde personen) in slecht renderende bedrijfskiassen veel sterker is
gestegen dan in de beter renderende sectoren in onze economie.
1. Inleiding
Zoals langzamerhand bekend mag worden verondersteld,
is de Wet op de Arbeidsongeschiktheidsverzekering (WAO)
één van de kostbaarste paradepaardjes van onze verzorgingsstaat geworden. Het laat zich aanzien dat de WAO deze
positie nog wel enige tijd zal blijven bekleden. Want bij een
voorlopig te verwachten netto toeneming van het WAObestand van 25.000 Ã 30.000 personen per jaar zullen de
WAO-lasten jaarlijks met circa f. 1 mrd. blijven stijgen 1).
Juist in deze tijd, waarin de strijd om de verdeling van de
geringe (toename van de) economische ruimte, dan wel om het
ontwijken van de versobering, in sterke mate gaande is, kan
inzicht in onder meer de factoren welke tot de stijgende WAOlasten leiden,van nut zijn.
De voortdurende stijging van het aantal WAo-toekenningen wekt te meer verwondering tegen de achtergrond van de
ontwikkeling van het aantal arbeidsongeschiktheidstoekenningen in de regelingen die aan de WAO voorafgingen. In
scherpe tegenstelling tot de WÃO, is het aantal arbeidsongeschiktheidstoekenningen per 100 verzekerden, de zogenaamde invalideringsfrequentie (of toekenningsfrequentie), vanaf
1955 tlm 1966, afgezien van een eenmalige niveauverhoging
in 1963, mede samenhangend met wettelijke wijzigingen,
nagenoeg constant gebleven. Eerst met de invoering van de
WAO laat, zoals figuur 1 illustreert, het aantal arbeidsongeschiktheidstoekenningen, gerelateerd aan het verzekerdenbestand, een geprononceerde stijging zien. Opvallend is overigens wèl dat het eind niveau van de invalideringsfrequentie
van de door de WAO vervangen arbeidsongeschikthei4swetten ten naaste bij overeenkomt met het beginniveau van de
WAo-invalideringsfrequentie. Essentieel is echter dat binnen
de onderscheiden perioden vóór 1967sprake is van een min of
meer constant niveau, terwijl de periode ná 1967 een scherpe
stijging laat zien.
Bij de verklaring van het stijgend aantal arbeidsongeschikten wordt algemeen verondersteld dat economische factoren,
in casu de tekortschietende vraag naar arbeid, een belangrijke rol spelen. Hierbij dient volledigheidshalve opgemerkt te
worden dat, anders dan wellicht weleens verondersteld wordt,
deze hypothese reeds vóór de invoering van de WAO werd
gehanteerd en bovendien geen specifiek Nederlands probleem
betreft. Ook internationaal baart de groei van het aantal
personen dat wegens arbeidsongeschiktheid de beroepsbevol1344
king verlaat, zorgen. Zo heeft Parsons voor de VS onderzocht
dat met name hierdoor de participatiegraad van mannen in
de beroepsbevolking sterk is gedaald. Zo behoorde in 1948
90% van de mannelijke beroepsbevolking in de leeftijdsklasse
55-64 jaar tot -de beroepsbevolking, terwijl in 1976 dit
percentage was gedaald tot 75. Parsons concludeert: “, .. that
the decline in labor force participation is the result of increasingly attractive alternatives to work, even though the
principal welfare program (Social Security Disability Program) would appear to be rigidly conditioned by health
restrictions” 2).
In een vorige studie hebben wij getracht om aan de hand
van een arbeidsongeschiktheidsmodel deze gedachtengang te
operationaliseren. Met behulp van dit model werd berekend
dat louter economische factoren verantwoordelijk kunnen
*
Beiden verbonden aan de Faculteit der Economische Wetenschappen, vakgroep Macro-Economie, Erasmus Universiteit Rotterdam.
De auteurs zijn S. de Mooij, student-assistent, erkentelijk voor de
assistentie bij de uitgevoerde regressie-berekeningen en danken drs.
L.J.M. Aarts, dr. J. Hartog en drs. Ph.R. de Jong voor commentaar
op eén concept van dit artikel. Dit artikel vormt een samenvatting van
een gedeelte van ons onderzoek naar de ontwikkeling van -arbeidsongeschiktheid op mesoniveau. Voor een vollediger beschrijving wordt
verwezen naar een binnenkort te verschijnen Discussion Paper van
het Instituut voor Economisch Onderzoek van de Erasmus Universiteit Rotterdam. Deze Discussion Paper zal bij de auteurs verkrijgbaar
zijn.
I) Hierbij is afgezien van de invoering van de AAW, de in 1976
ingevoerde volksverzekering tegen arbeidsongeschiktheid. Zie voor
nadere informatie omtrent de lastenontwikkeling WAO onder meer
C. Petersen, Twintigjaar arbeidsongeschiktheidslasten, ESB, 28 juni
1978, blz. 652-656, en de Secretariaatsnota inzake de financiële
positie van het Arbeidsongeschiktheidsfonds in 1980, alsmede een
verkenning van de lastenontwikkelingin 1981, Sociale Verzekeringsraad, juni 1980.
2) D.O. Parsons, The decline in male labor force participation,
Journa/ of Politica/ Economy, vol. 88, februari 1980, blz. l31. In
Nederland werd reeds in 1964 in het Jaarverslag van de Sociale
VerzekeriJlgsbank en Raden van Arbeid gewezen op de samenhang
tussen het aantal arbeidsongeschiktheidstoekenningen en de vraag
naar arbeid. In het buitenland zijn voorts onder andere voor Engeland (bijvoorbeeld N.A. Doherty, National Insurance and absence
from work, The Economie Journa/, vol. 89, blz. 50-65) en de VS
(bijvoorbeeld M.E. Lando, The effect of unemployment on application for disability insurance, Proceedings ofthe American Statistica/
Association, 1974, blz. 438-442) studies omtrent de samenhang
tussen arbeidsongeschiktheid en economische factoren verricht.
Figuur 1. De ontwikkeling van het aantal arbeidsongeschiktheidstoekenningen per 100 verzekerden in de private sector
(1955-1980) a)
Invalideringsfrequentie
Tabel 1. Enkele kerncijfers van de ontwikkeling van de
WA o-invalideringsfrequentie op bedrijfsklasseniveau a)
Invaliderinpfrequentie
van de bedrijfsklassen
%
Invaliderinasfrequentie
1968c)
Absolute toeneming van de
invaliderinssfrequentie in
de periode 1968- 1978cl
Laapte waarneming
Hoopte waarneming
.
.
o,s
2,0
0,2
2,0
Totaal WAD-verzekerden
populatie b)
.
1,2
1.0
2,S
Bron: Eigen berekeningen gebaseerd op jaarverslagen van o.a. de Gemeenschappelijke
Medische Dienst, Arbeidsongescbiktbeidsfonds” Bedrijfsverenigingen. Algemeen Werkloosbeidsfonds.
a) Voor alleduidelijkbeid zij opgemerkt dat de invaliderinssfrequentie in 1968en de absolute
toeneming op verschillende bedrijfsklassen c.q. bedrijfsverenigingen betrekking bebben.
b) Als gevolg van soms enigszins herziene cijfers inzake WAD-variabelen of gegevens inzake
het WAD-verzekerdenbestand kunnen. enkele grootbeden. overigens geringe. afwijkingen
venonen van de gegevens die gebruikt zijn in F.AJ. van den Boseh en C. Petersen, op. cito
c) In 1968 bedroeg de variati~flicient
34% en in 1978 26%. terwijl de variatie-col!fficient
van de absolute toeneming in de betreffende periode 36% bedroeg.
2.0
l,S
1,0
O.S
o
19S5
1963
1966 1968
1980
jaar
Bron: Sociale Verzekeringsraad en Jaarverslagen: Sociale Verzekeringsbank en Raden van
Arbeid, Arbeidsongescbiktbeidsfonds, en Gemeenschappelijke Medische Dienst.
a) De periode vóór 1967 betreft: Invaliditeitswet en de Ongevallenwet (uitsluitend de zogenaamde blijvende renten) en met ingang van 1963 bovendien de Jnterimwet invaliditeits.
trekkers. Aangezien de WAO voornoemde regelingen halverwege 1967 beeft vervangen, was
berekening van de invalideringsfrequentie voor het jaar 1967 nict zinvol. Overigens dient
bij deze figuur te worden aangetekend dat aangezien zowel de toekenningscriteria als de
uitkeringspercentages in de ondencheiden perioden verschillen. niveauvergelijking niet
zonder meer mogelijk is.
worden geacht voor circa 40% van het aantal jaarlijkse
arbeidsongeschiktheidstoekenningen,
hetgeen volgens onze
berekeningen resulteert in circa 160.000 manjaren verborgen
werkloosheid in 1980 3).
Dit betekent dat arbeidsongeschiktheid in belangrijke mate
als economisch begrip gehanteerd dient te worden: de arbeidsongeschiktheidstoekenningen als gevolg van de WAO dienen
in een economische analyse als een endogene variabele te
worden beschouwd. In de onderhavige analyse zullen wij ons
met de vraag bezighouden of het door ons ontwikkelde
arbeidsongeschiktheidsmodel,
dat eerder op macroeconomisch niveau is toegepast, ook door de bevindingen op
mesoniveau wordt gestaafd. Daartoe hebben wij ons gebaseerd op de invalideringsfrequentie van de verschillende
bedrijfsverenigingen. Deze bedrijfsverenigingen, welke zich
onder meer bezighouden met de uitvoering van de WAO,
laten zich in veel gevallen vergelijken met bepaalde bedrijfsklassen 4).
In tabel I zijn enkele kerncijfers weergegeven van de WAOinvalideringsfrequentie op bedrijfsklassenniveau. Het blijkt
dat de hoogste en laagste waarnemingen m,b.t. de invalideringsfrequentie aanzienlijk van elkaar verschillen.
Twee vragen zijn hierbij van belang:
• wat is de oorzaak gewee~t van het aanzienlijke verschil in
invalideringsfrequentie tussen de verschillende bedrijfsklassen in 1968, het eerste volle jaar dat de WAO in
werking was?;
• met welke factoren hangt de sterk divergerende ontwikkeling van het aantal WAo-toekenningen, gerelateerd aan
het aantal verzekerden, in de verschillende bedrijfsklassen
in de periode 1968-1978 samen?
In het navolgende zal een zowel op theoretische als empirische gronden gebaseerde aanzet tot beantwoording van deze
vragen worden gepresenteerd. Hierbij dient te worden benadrukt dat de onderhavige studie weliswaar rekening houdt
met de resultaten van eerdere studies op dit terrein 5), maar,
anders dan die studies, op een integraal model berust. Daartoe zullen eerst enkele technische aspecten van de berekening
van de invalideringsfrequentie per bedrijfsvereniging worden
ESO 3-12-1980
toegelicht (par. 2). De in deze paragraaf toegelichte methodiek is van wezenlijk belang voor de in par. 3 uitgevoerde
analyse inzake het verband tussen invalideringsfrequentie en
leeftijdsopbouw per bedrijfsklasse. Vervolgens zal op basis
van een eerder ontwikkeld model in par. 4 worden ingegaan
op de eerste hierboven gestelde vraag en in par. 5 op de tweede
vraag. In par. 6 zullen enkele econometrische toetsingsresultaten inzake de eerder ontwikkelde gedachtengang gepresenteerd worden. Ten slotte volgt in par. 7 een afsluiting.
2. De berekeningsmethode van de (leeftijdsspecifieke) invalideringsfrequentie per bedrijfsklasse
De bedrijfsverenigingen registreren, als uitvoerders van de
werknemersverzekeringen, onder andere het aantal WAOtoekenningen, welke onder meer gedifferentieerd worden
naar leeftijdsklasse. Voor de invalideringsfrequentie (aantal
toekenningen uitgedrukt als percentage van het aantal verzekerde personen) is evenwel ook inzicht in het aantal verzekerden noodzakelijk. Eerst recentelijk is, met terugwerkende
kracht tot 1970, omtrent het aantal verzekerden voor de
meeste bedrijfsverenigingen, redelijk betrouwbare informatie
beschikbaar gekomen 6). Het totaal aantal verzekerden per
bedrijfsvereniging geeft evenwel nog niet het inzicht in de
leeftijdsopbouw van de verschillende verzekerdel1bestanden,
Wij zijn er echter in geslaagd om voor circa 70% van het totale
WAO-verzekerdenbestand de leeftijdsopbouw per bedrijfsvereniging of groep van qua verzekerden gelijksoortige be-
3) F.A.J. van den Bosch en C. Petersen, De omvang van de verborgen
werkloosheid in de WAO, ESB. 16januari 1980.blz. 52- 58. Wellicht
ten overvloede zij hier nog eens benadrukt dat dit een op ons model
gebaseerde macro-economische schatting is van de aanwezige restcapaciteit tot het verrichten van arbeid van het bestand WAo-uitke. ringsgerechtigden.
4) In het vervolg zullen de begrippen bedrijfsvereniging en bedrijfsklasse dan ook als synoniemen worden gehanteerd.
5) E. H. Bax. Th. W. de Boer. K. Sterrenburg. Arbeidsmarkt en
arbeidsongeschiktheid. De toetsing van een hypothese. ESB. 13juni
1979, blz. 580-586; H. G. Hilverink. Arbeidsongeschikt of arbeid
ongeschikt?, TJjdschrift voor Sociale Geneeskunde. jaargang 56, blz.
621-626 (1978); N. H. Douben en M. Herweyer, Arbeidsmarkt,
werkloosheid en arbeidsongeschiktheid. Maandschrift Economie.
jaargang 43. blz. 309-320 (1979). Voor een nadere beschouwing van
de literatuur wordt verwezen naar het eerder vermelde te verschijnen
Discussion Paper.
6) Tot voor kort was de opgave van de bedrijfsverenigingen van het
aantal verzekerden gebaseerd op de verzekerde loonsom en de
gemiddelde uitkering per dag. De nieuwe informatie berust daarentegen, althans voor de meeste bedrijfsverenigingen, op de registratie
van het werkelijk aantal verloonde dagen. De auteurs zijn de Sociale
Verzekeringsrà ad erkentelijk voor het met terugwerkende kracht ter
beschikking stellen van deze nieuwe informatie.
1345
drijfsverenigingen vast te stellen c.q. te benaderen. Hiertoe is
gebruik gemaakt van door ons bewerkte gegevens uit de
Volkstelling 1971 en de Arbeidskrachtentelling 1973, 1975 en
1977. Een en ander impliceert dat het mogelijk is geworden
om, voor zover ons bekend voor de eerste maal, de leeftijdsspecifieke invalideringsfrequenties van een belangrijk aantal
bedrijfskiassen te berekenen. M. b.v” deze gegevens kunnen
vervolgens (zonodig) de voor leeftijd gestandaardiseerde
invalideringsfrequenties per bedrijfsklasse worden berekend.
Ondanks het feit dat de data met betrekking tot zowel teller
als noemer van de berekende leeftijdsspecifieke invalideringsfrequenties wellicht niet altijd even betrouwbaar zijn, vertonen de uitkomsten van deze exercitie zowel in één bepaald
jaar, als in de tijd gezien een consistent beeld 7). Dit wil
bijvoorbeeld zeggen dat voor alle waarnemingen geldt dat de
invalideringsfrequentie een positieve samenhang vertoont
met leeftijd.
Tot slot kan worden opgemerkt dat de met behulp van onze
methode berekende invalideringsfrequentie per leeftijdsklasse
en bedrijfsklasse een belangrijke verbetering kan vormen met
betrekking tot prognoses van het aantal WAD-uitkeringsgerechtigden. Terecht wordt in een onlangs gepubliceerde
WRR-studie 8) geconstateerd, dat voor dergelijke prognoses
een benadering per bedrijfsklasse de voorkeur geniet boven
een geaggregeerde benadering. Immers, zoals ook uit tabel 1
blijkt, geeft de ontwikkeling van de instroom van WADuitkeringsgerechtigden per bedrijfsklasse een sterk verschillend beeld te zien.
3. Het belang van de leeftijdsopbouw voor de invalideringsfrequentie per bedrijfsklasse
Met het stijgen van de leeftijd neemt de invalideringsfrequentie sterk toe. Zo bedroeg voor de totale verzekerdenpopulatie het aantal toekenningen per 100 verzekerden in 1978
in de leeftijdsklasse 60-64 jaar 12,4,terwijl het aantal toekenningen per 100 verzekerden in de leeftijdsklasse 20- 24 slechts
0,9 was 9). Een voorlopige analyse wijst zelfs uit dat de
invalideringsfrequentie
per leeftijdsklasse exponentieel
stijgt 10). Het ligt dan ook voor de hand om bij de verklaring
van het aanzienlijke verschil in (ontwikkeling van de) invalideringsfrequentie per bedrijfsklasse c.q. bedrijfsvereniging in
de eerste plaats aan een verschillende (ontwikkeling van de)
leeftijdsopbouw van de verzekerdenpopulatie te denken. In
het kader van dit artikel gaan we uitsluitend in op de invloed
van de leeftijdsopbouw, voor zover relevant voor de onderhavige, bedrijfsklasse-gerichte, analyse 11).
Een goede en vooral bondige indicatie van de leeftijdsopbouw vormt de gemiddelde leeftijd van het verzekerdenbestand. In tabel 2 hebben we voor die bedrijfsverenigingen
waarvoor het mogelijk is gebleken om de leeftijdsverdeling
vast te stellen, de ontwikkeling van de gemiddelde leeftijd van
de respectieve verzekerdenbestanden weergegeven 12).
Uit deze tabel blijkt dat de gemiddelde leeftijden van de
verschillende verzekerdenbestanden in de betreffende jaren
elkaar weinig of niet ontlopen 13). Evenzo blijkt dat de leeftijdsopbouw, zowel per bedrijfsvereniging als voor de totaliteit, in tijd een opmerkelijk constant karakter toont 14).
Naast de verschillen in gemiddelde leeftijd per bedrijfsklasse is onderzocht in hoeverre een verschillende geslachtssamenst~lling per bedrijfsklasse van invloed is. Daarbij kan
o.g.v. de in jaarverslagen van de GMD vermelde data worden
vastgesteld, dat enerzijds de leeftijdsspecifieke invalideringsfrequenties van vrouwen hoger, maar dat anderzijds de
gemiddelde leeftijd van WAD-verzekerde vrouwen lager is
dan die van mannen. Per saldo resulteert gemiddeld een lagere
invalideringsfrequentie bij vrouwen dan bij mannen. In het
licht hiervan is het aandeel dat vrouwen van het verzekerden bestand uitmaken van belang: bedrijfsklassen met een
lager dan gemid.deld percentage vrouwen zullen, ceteris
paribus een hogere invalideringsfrequentie hebben dan
1346
Tabel2. De gemiddelde leeftijd van mannen in loondienst en
de invalideringsfrequenties (mannen èn vrouwen) van een
aantal bedrijfsverenigingen a)
Gemiddelde
Bedrijfsvereniging
leeftijd van mannen in loondienst
en invalideringsfrequentie
(2)
( I)
Ol
03
04
05
06
07
08
09
omschrijving
Agrarisch bedrijf ……
Bouwnijverheid
……
Houl-en Meubel ……
Textiel …………..
Kleding ………….
Leder ……………
Grafische industrie ….
Steen,cement
+ 11. Metaaleneleklro
+ 14 Voedingsengenol-
10
2
tfm
18
+
Totaal
1971
……..
…..
…..
17 middelenindustrie
25 Handel, banken en
verzekeringswezen
….
WAo-verzekerden
……
1972
1973
1974
1975
1976
1977
1978
(I)
nummer
(2)
(I)
(2)
(I)
(2)
(I)
(2)
37
36
35
40
38
38
36
38
36
1,2
2,6
1,9
2,5
1,3
1,9
1,4
2,3
1,6
38
36
36
39
38
38
37
38
37
1,3
2,9
1,9
2,0
1,8
2,1
1,7
2,7
1,8
36
36
36
41
39
40
37
39
37
1,2
3,1
2,6
2,6
2,2
3,0
2,2
3,3
2,2
36
36
35
41
38
39
36
39
37
1,4
3,0
2,6
3,6
2,1
3,0
2,3
3,4
2,3
38
1,4
38
1,7
38
2,0
38
2,2
35
1,0
36
1,1
36
1,3
36
1,5
36
1,6
36
1,8
36
2,1
36
2,2
Bron: Berekeningen
gebaseerd
op de Volkstelling 1971 en de ArbeidslcrachtOltelling 1973,
1975 en 1977 (CBS) en de jaarverslagen
van zowel de afzonderlijke
Bedrijfsverenigingen
als
van hel Arheidsongeschiklheidsfonds
en de Gemeenscbappelijke
Medische DiensI.
a) De invalideringsfrequenlie
vanjaar(l)
is gedefinieerd
als hel quoliënl van de loekenningen
meI inpngvanjaar(I),
waarbij zoveel mogelijk rekening is gehouden met de z.g. “nakomers”
en het verzekerdenbestand
(uitgedrukt
in personen)
uil jaar (I-I) vermenigvuldigd
met 100.
gemiddeld en omgekeerd. Zo blijkt de invalideringsfrequentie voor de bedrijfsklasse Bouwnijverheid, een sector met
relatief erg weinig vrouwelijke werknemers, na correctie voor
de geslachtsverdeling, circa 9% minder te bedragen. In het
algemeen blijken çlecorrecties evenwel een bescheiden invloed
uit te oefenen op de invalideringsfrequentie.
Een en ander leidt tot de belangrijke conclusie dat de
aanzienlijke verschillen in het aantal WAD-toekenningen per
bedrijfsklasse, in één bepaald jaar gerelateerd aan de respectieve verzekerdenbestanden, niet verklaard kunnen worden uit een verschil in leeftijds- en geslachtsverdeling van deze
verzekerdenbestanden. Bovendien kan de ontwikkeling van
de demografische kenmerken van het verzekerdenbestand per
bedrijfsklasse geen verklaringsgrond vormen voor de sterk
divergerende ontwikkeling van de WAD-invalideringsfrequentie in de verschillende bedrijfsklassen in de tijd.
4. Arbeidsongeschiktheid op mesoniveau in 1968
In deze paragraaf zal worden onderzocht in hoeverre
7) Ook vergelijking van de AKT-gegevens met de gegevens van een
bedrijfsvereniging die, in het jaarverslag, wel informatie verschaft
OIntrent de leeftijdsopbouw van het verzekerdenbestand, namelijk de
Grafische BV, leverde een bevredigend beeld op.
8) J.A.H. Bron, ArbeidsQQTlbod-projecties 1980-2000, Den Haag,
1980.
9) Zie jaarverslag GMD 1978, tabel 2.7.
10) Zie F. A, J, van den Bosch en C. Petersen, Hidden unemployment
and disabi/ity, Institute for Economie Research, Discussion Paper
Series, 7913/6, Erasmus University Rotterdam, 1979, blz. 34-36.
11) In een naar verwachting sp’oedig af te ronden studie zullen wij
uitgebreider ingaan op de leeftijdsspecifieke invalideringsfrequentie.
12) Hierbij hebben we ons mede vanwege de voor vrouwen in
verband met het veelvuldiger voorkomen van part-time arbeid
moeilijker uit te voeren correctie voor manjaren/ personen, beperkt
tot de: mannen.
.
13) Volledigheidshalve zij hierbij opgemerkt dat de maximale afwijking tussen de voor leeftijd gecorrigeerde en niet gecorrigeerde
invalideringsfrequentie van mannen per bedrijfsvereniging 15% bedraagt. Deze bevindingen geven een indicatie van het relatief geringe
belang van de spreiding van de gemiddelde leeftijd voor de invalideringsfrequenties per bedrijfsverenigin~.
14) De standaard-deviatie van de leeftijdsverdeling voor mannen per
onderzochte bedrijfsklasse blijkt nagenoeg constant en van dezelfde
omvang. te zijn. Zo bedroeg voor de bedrijfsklasse Bouwnijverheid
deze standaard-deviatie in 1911, 1973, 1975en 1977achtereenvolgens
13, 13, 12en 12jaar en voor de bedrijfslclasse Handel en banken enz.
respectievelijk 13, 12, 12 en 12jaar.
Tabel 3. Invalideringsfrequentie, beróepsrisico en werkgelegenheidsontwikkeling
Invalideringsfrequentie
1968
Invalideringsfrequentie
1968
m.b.t. beroeps-
van enkele bedrijfsklassen. eind jaren zestig
Gemiddeld
Index werkll'”legenheid
in 1967 (1%5 = UlO)
werk1005-
heidspercentage in
Idem uitFdrukt
het Fmiddelde
in
1966-1967
ongevallen en
beroepsziekten
(%)
(I)
Bouwnijverheid
Horeea ……………………..
Textielindustrie
……………….
Metaalnijverheid
………………
Bank-en verzekeringswezen
………
Slasers-en
vIeeswarenbedrijf
enz …..
Detailhandel
en ambachten
………
Bron: Eip
(3)
(4)
(I)
(3)
(4)
98
100
1,7
1,4
1,4
1,3
0,8
0,7
0,7
0,6
0.9
0.9
1,0
0,8
1,1
1,1
1,3
1,0
3.6
0,7
3,2
0,9
0,6
0,4
0,4
0,4
1,0
1,0
1.0
2,0
1,7
1,7
1,6
0,9
0,8
0,8
0,7
……………….
Steenencementindustrie ………..
TotaaJWAo-verzekerdenpopulatie
(2)
..
0,07
0,04
0,02
–
105
0,02
0,01
0,02
0,01
91
116
117
139
114
2,9
O,S
2,6
0,7
O,S
0,3
0,3
0,3
1,2
0,02
110
0,8
berekeningen onder meer gebaseerd op jaarverslagen van de bedrijfsverenigingen.
economische factoren hebben bijgedragen tot de reeds in 1968
bestaande aanzienlijke verschillen in invalideringsfrequentie
per bedrijfsklasse. In tabel 3 zijn ter illustratie van deze
verschillen uitsluitend de vier bedrijfsverenigingen met de
hoogste en de vier met de laagste invalideringsfrequentie in
1968, alsmede de invalideringsfrequentie van het totale verzekerdenbestand weergegeven 15).
De bouwnijverheid staat aan de top met twee WA0-toekenningen per 100 verzekerden, bijna het drievoudige van de
(laagste) invalideringsfrequentie in de bedrijfsklasse detailhandel en ambachten (0,7). De vraag is nu welke factoren
verantwoordelijk zijn voor de grote verschillen in invalideringsfrequentie in 1968. Ter systematisering van de beantwoording van deze vraag baseren wij ons op het bij een
eerdere gelegenheid geïntroduceerd arbeidsongeschiktheidsmodel 16), welk als volgt luidt:
worden dat ook de toekenning in deze diagnosecategorie
naast op medische, tevens op economische gronden kan
geschieden. Hoe dit ook zij, in ieder geval blijkt uit kolom 2
van tabel 3 dat de hoogte van de invalideringsfrequentie met
betrekking tot ongevallen en ziekten als rechtstreeks gevolg
van de uitoefening van het beroep numeriek gezien géén rol
van betekenis speelt bij de verklaring van de niveauverschillen
tussen de invalideringsfrequentie van de bedrijfsverenigingen
in 1968.
De vierde in het model gehanteerde verklarende variabele
wordt gevormd door de economische factoren. De achterliggende gedachtengang luidt, beknopt weergegeven, als volgt:
de wettelijke structuur van de WAO maakt het zowel mogelijk
(de minimaal vereiste arbeidsongeschiktheidsgraad bedraagt
slechts 15% en bij de vaststelling van de mate van arbeidsongeschiktheid waarop het uitkeringspercentage wordt gebaseerd, wordt de situatie op de arbeidsmarkt mede in de
waarbij:
IV = invalideringsfrequentie;
XI
X2
gezondheidstoestand;
= gezondheidsbeleving;
xJ = type werk;
X4
Xs
economische factoren;
overige factoren, bijvoorbeeld opleidingsniveau.
Mede gezien de met de leeftijd stijgende sterfte kansen, is de
leeftijd gekozen als een proxy voor de somatische gezondheidstoestand 17). Gezien de geringe verschillen in gemiddelde leeftijd van de.verzekerdenpopulatie kan worden geconcludeerd, dat de gemiddelde (somatische) gezondheidstoestand
per bedrijfsklasse niet significant verschilt 18). Theoretisch
gezien zou de psychische belastbaarheid van de werknemers
in de verschillende bedrijfsklassen, tot uitdrukking komend in
hoger dan wel lager dan gemiddelde invalideringsfrequenties,
aanzienlijk kunnen verschillen 19). Elke indicatie dat dergelijke verschillen daadwerkelijk aanwezig zijn ontbrak echter.
Ook ten aanzien van de tweede variabele, de gezondheidsbeleving, is er geen enkele reden om te veronderstellen dat
deze een bijdrage kan leveren tot de verklaring van het
verschil in invalideringsfrequentie.
Het type werk zal daarentegen wèl van invloed zijn op het
aantal WA0-toekenningen. Zo lijken werkzaamheden in de
bouwnijverheid in fysiek opzicht “slijtender” dan de werkzaamheden in bijvoorbeeld de banken- en verzekeringssector.
Wegens het ontbreken van andere indicatoren om de invloed
van de (fysieke) slijtendheid per bedrijfsklasse aan te geven, is
in tabel 3 het aantáI WA0-toekenningen, ingedeeld in de
diagnosecategorie beroepsongevallen en beroepsziekten per
100 verzekerden weergegeven 20). Hierbij dient bedacht te
ESB 3-12-1980
15) Hierbij dient volledigheidshalve
aangetekend te worden dat een
aantal bedrijfsverenigingen
vanwe~
de zeer specifieke groep van
verzekerden, welke vergelijkbaarheid
met de overige bedrijfstakken
uitermate. compliceert, dan wel vanwege het ontbreken van (voldoende betrouwbare) data benodigd voor de door ons uitgevoerde analyse
(zie verder ook par. 6) hier niet in de beschouwing betrokken zijn. Dit
betreft: de landbouwsector,
de zuivelindustrie,
de mijnbouwindustrie, het bakkersbedrijf,
de havenbedrijven,
de koopvaardij,
de
vervoerssector,
de gezondheidssector,
de overheidssector
(hier zijn
onder meer de werknemers van de sociale werkplaatsen bij aangesloten) en de Nieuwe Algemene (in feite een restpost van verzekerden,
welke niet bij andere bedrijfsverenigingen
aansluiting kunnen vinden,
bijvoorbeeld uitzendkrachten).
Dit betekent dat 16 bedrijfsverenigingen in de verdere beschouwing zijn betrokken, welke in de periode
1968-1978 gemiddeld circa 70% van het verzekerdenbestand
vormden.
16) Zie F.A.J. van den Bosch en C. Petersen, 1980, op. cit., waar ook
wordt in~~an
op de keuze van de variabelen.
17) Zie ook: N. A. Doherty, op. cit., die de volgende relatie hanteert:
M = F (MT, T, E, j.t) waarm M = gezondheidstoestand;
MT =
sterftecijfer;
T
(wat staat voor verbetering
van de medische
voorzieningen);
E
virusziekten, zoals griep; en j.t
restterm.
18) Hierbij zou het een probleem kunnen zijn, dat een gelijke gemiddelde leeftijd per bedrijfsklasse
niet correspondeert
met een gelijke
gezondheidstoestand.
Zo behoeft het bijvoorbeeld niet uitgesloten te
worden, dat de gezondheidstoestand
van een 4O-jarige bouwvakker
verschilt van die van een bankbediende van dezelfde leeftijd. Daarelk
inzicht in de mate waarin dat verschijnsel eventueel optreedt ontbreekt, is hier evenwel verder van geabstraheerd.
19) Zie voor een nadere uiteenzetting van de begrippen arbeidsbelasting en belastbaarheid
(of arbeidscapaciteit):
L .J. M. Aarts,
H. Bruinsma, H. Emanuel, J. P. Hop, Ph. R. de Jong, B. M. S. van
Praag, Determinanten van WAD-toetreding. Sociale Verzekenngs.
raad, Den Haag, 1979; en H. J. Kruidenier, Het ontbrekende alternatief, Stichting CCOZ, Amsterdam, 1980.
20) De indicator is niet geheel bevredigend omdat niet bekend is met
welke zorgvuldigheid de indeling in de verschillende diagnosecategorieën plaatsvindt.
Afgezien hiervan zullen sommi~e ziektebeelden
met een progressief verlopend karakter, waarvan de mvloed van de te
verrichten werkzaamheden
zich eerst op langere termijn laatgelden,
b.V. rugklachten,
veelal niet tot de diagnosecategorieën
beroepsongeval of -ziekte gerekend worden.
=
=
=
1347
beschouwing betrokken) als aantrekkelijk (de netto uitkering
bedraagt in de meeste gevallen 90% of meer van het laatst
verdiende loon) om de WAO zonodig deels als verkapte
afvloeiingsregeling te laten functioneren voor, onder meer
vanwege de stijgende leeftijd, minder produktief geworden
werknemers 21).
Als aanduiding van de economische ontwikkeling zijn in
tabel 3 zowel de ontwikkeling van de werkgelegenheid als van
het werkloosheidsrisico weergegeven. Het werkloosheidsrisico is geoperationaliseerd door middel van het werkloosheidspercentage betreffende de werkloosheid met een uitkeringsduur van 3-6 maanden. Hierdoor is, de zeer kort durende
werkloosheid (met een maximum duur van twee maanden),
die voor de analyse niet relevant is, grotendeels geëlimeerd.
Desondanks blijft deze variabele slechts een tentatiefinzicht
bieden in de WAO-gevoeligheid van een bedrijfsklasse, juist
omdat de WAO ten dele als een verkapte afvloeiingsregeling
wordt gehanteerd. Dit kan onder meer inhouden dat in
bedrijfskiassen waarin veelvuldig van deze mogelijkheid
gebruik wordt gemaakt, bijvoorbeeld bedrijfsklassen met een
relatief groot aantal oudere werknemers, dientengevolge een
laag werkloosheidspercentage vertonen.
Vooral uit de opstelling in de laatste kolommen van tabel
3, waarin de verschillende grootheden in het gemiddelde zijn
uitgedrukt, blijkt duidelijk dat een hoge invalideringsfrequentie in 1968 gepaard gaat met een in verhouding tot het
gemiddelde afnemende of stagnerende werkgelegenheidsontwikkeling in de periode 1965-1967, en omgekeerd dat de
relatief expanderende bedrijfsklassen een lage invalideringsfrequentie laten zien. Ook het werkloosheidspercentage vertoont, met uitzondering van de steen- en cementindustrie en
textielindustrie, een duidelijk positief verband met de invalideringsfrequentie.
Ondanks het feit dat ook aan het hanteren van deze
economische indicatoren bezwaren kleven 22), lijkt de conclusie gerechtvaardigd dat een gunstige economische ontwikkeling, tot uiting komend in een groeiende werkgelegenheid
en lage werkloosheidscijfers, voor een (belangrijk) deel leidt
tot een verhoudingsgewijs laag aantal WAD-toekenningen.
Dit is overigens ook plausibel, omdat het voor bedrijfsklassen
met een produktie- en werkgelegenheidsgroei meestal minder
noodzakelijk is om werknemers te laten afvloeien dan in
slecht renderende bedrijfsklassen.
Ten aanzien van de vijfde verklarende variabele, de overige
factoren kunnen we kort zijn. Wat b.V. de opleiding betreft,
zijn er enerzijds indicatoren die op een positieve en anderzijds
indicatoren die op een neutrale samenhang tussen het opleidingsniveau en de invalideringsfrequentie wijzen 23). Mede
gezien de resultaten van de veelal op enquêtes gebaseerde
studies 24) naar de determinanten van arbeidsongeschiktheid
op microniveau, is derhalve verondersteld, dat de invloed van
de overige factoren op de invalideringsfrequentie per bedrijfsvereniging niet significant verschilt.
Resumerend komt het erop neer dat de verschillen in
invalideringsfrequentie per bedrijfsklasse in 1968 bijna
geheel zijn toe te schrijven aan de verschillen in type werk èn
aan de verschillende economische ontwikkeling in de jaren
vóór 1968. Het blijkt dus dat de invloed van de economische
factoren op de ontwikkeling và n de arbeidsongeschiktheid
zich reeds eind 1968 op mesoniveau heeft doen kennen, terwijl
deze invloed op macroniveau, zoals uit figuur I blijkt, pas ná
1968 significant aan het licht kwam.
5. De ontwikkeling van het aantal WAO-toekenningen per
bedrijfsklasse in de periode 1968-1978
In deze paragraaf zullen we ons bezighouden met de tweede
vraagstelling: waarom is de ontwikkeling van de invalideringsfrequentie per bedrijfsklasse in de periode 1968 – 1978 zo
verschillend geweest. In tabel 4 zijn – weer beknoptheidshalve uitsluitend voor de bedrijfsverenigingen met de hoogste en
laagste waarnemingen – de absolute mutaties van de invali1348
deringsfrequenties weergegeven. Deze mutaties zijn, hoewel
ze op het eerste gezicht misschien niet zo van belang lijken,
zeer aanzienlijk. Indien de invalideringsfrequenties zich namelijk op het niveau van 1968 zouden hebben gehandhaafd,
zouden de met de WAO verbonden lasten ruwweg de helft van
de huidige f. 13 mrd. hebben bedragen 25). Opvallend is dat
de stijging van het relatieve aantal WA D-toekenningèn zich in
iedere bedrijfsklasse heeft voorgedaan. Er doen zich echter
wel aanzienlijke verschillen voor in stijgingstempo. Voor de
verklaring van deze verschillende ontwikkeling kunnen we
– gezien het voorgaande – volstaan met enkele hoofdpunten. Zoals reeds aangetoond is de gemiddelde leeftijd, en
daarmee naar alle waarschijnlijkheid de gezondheidstoestand, constant gebleven. Bovendien is het niet aannemelijk
dat een veranderde gezondheidsbeleving meer invloed heeft
gehad op de ene bedrijfsklasse dan op de andere 26). Met
betrekking tot het type werk zijn er zowel indicatoren die erop
wijzen dat arbeid in fysiek en/ of psychisch opzicht “slijtender” is geworden, als indicatoren die op een tegenovergestelde
ontwikkeling wijzen. Bij gebrek aan een ook maar enigszins
objectieve en betrouwbare maatstaf in deze is derhalve verondersteld dat de slijtendheid samenhangend met het type werk
per bedrijfsklasse in de beschouwde periode constant is
gebleven, en dus ook geen invloed heeft gehad op de invalideringsfrequentie. Ook wat betreft de overige factoren zijn er
geen aanwijzingen dat hierin ontwikkelingen hebben plaatsgevonden die significant zijn voor de ontwikkeling van de
invalideringsfrequentie per bedrijfsklasse. De sterk uiteenlopende ontwikkeling van het aantal WAO-toekenningen lijkt
dus samen te hangen met de verschillen in economische
ontwikkeling.
De in de laatste kolommen van tabel 4 vermelde verhoudingscijfers omtrent enkele kernvariabelen wijzen ook in die
richting. Bedrijfskiassen waarin de invalideringsfrequentie
sterk is toegenomen, zoals de textielindustrie en lederindustrie,
laten een aanzienlijke yermindering van de werkgelegenheid
zien; bedrijfskiassen met een relatief uitbreidende werkgelegenheid en relatief lage werkloosheidspercentages, zoals de
bank- en verzekeringssector vertonen een opvallend geringe
toeneming van de invalideringsfrequentie. Met nadruk dient
er evenwel op te worden gewezen dat de invalideringsfrequenties van bedrijfskiassen waar sprake is van een gunstige
economische ontwikkeling desondanks toch ook een duidelijke stijging vertonen. Gegeven het model en de bovenstaande
21) Zie verder o.a.: H. Emanuel, V. HalberstadtenC. Petersen Cross
national disability study – The Netherlands (concept), Center for
Research in Public Economics, Leyden University (1980), (nog niet
gepubliceerd);
Wiseman en J. CulIis, Social policy towards disabled workers, In A.J. Culyer (ed.), Economie policies of social goals.
1974; B.M.S van Praag en V. Halberstadt, Towards an economie
theo.ry of non-employability, a first approach, in: K. W. Roskamp
(ed.), Public choice and public finance. Proceeding of the 34th.
Congress of the Institute International de Finance Publiques. 1980;
en H. Emanuel, Achtergronden van het arbeidsongeschiktheidsverschijnsel in Nederland, in: J.J. Klant e.a.: Samenlevingen onderzoek.
Amsterdam, 1979.
22) Zo staat de betrouwbaarheid inzake de data omtrent de ontwikkeling van de werkgelegenheid, welke op opgaven van de bedrijfsverenigingen berusten, voor deze periode niet bij voorbaat vast. Daarnaast betreft het werkloosheidspercentage slechts kortdurende
werkloosheid.
23) Zie b.V.: Wetenschappelijke Raad voor het Regeringsbeleid,
Maken wij er werk van? Den Haag, 1977; Sociaal Cultureel Planbureau, Sociaal Cultureel Rapport 1976 en 1978. Rijswijk; en
H. Emanuel, V. Halberstadt en C. Petersen, op. cito
24) Zie onder meer: M.E. Lando, The interaction between health and
education, The Social Security Bulletin, december, 1975; H.J. Kruidenier, op. cit., 1980,en D. Wiersma, E. Le Gras en C. Vos, WAO en
arbeidsmarkt, Enkele bevindingen betreffende 54 gemeenten, Sociologische Gids. 1979, blz. 265-282.
25) Hierbij is weer afgezien van de invoering van de AAW. Zie verder
voetnoot I.
26) Hierbij wordt gewezen op de mogelijkheid dat de keuringseisen,
begeleidingsmaatregelen e.d. zowel per bedrijfsvereniging als in de
tijd bezien kunnen verschillen. Elk inzicht in de eventuele kwantitatieve invloed op de invalideringsfrequentie ontbreekt echter.
r
Tabel 4. Absolute mutatie van de invalideringsfrequentie en de werkgelegenheidsontwikke/ing
periode 1968-1978
.Absolute
mutatie
invaliderinpfrequentie
1968-1978
Index werkgelegenheid
in 1977
(1968=
100)
Totaal
W AG-verzekerden
,
“
populatie
Idem uitgedrukt in
gemiddelde
Gemiddeld werkloosbeidspercentage
in
1976-1977
bet
(2)
(3)
(I)
(2)
(3)
2.0
1.9 .
SI
47
74
2,0
1,9
1,7
1,4
0,8
0,8
O,S
1.7
1.4
1,7
1,4
1,2
0,9
1.3
1,1
0,9
(I)
Textielindustrie
LederiDdustrie
Steen-encemcntindustrie
Metaalindustrie
Tababerwerkendeindustrie
DetaiJhandelenambacbten
Horeca
Bank-en verzekerinpwezen
van enkele bedrijfskiassen in de
.
.
.
.
.
.
.
.
84
94
110
0.8
0,8
0,8
van het Wachtgeldfonds
heid. het is derhalve
0,6
0,8
0,6
1,3
lOS
1,0
Bron: zie tabel 3.
a) Gezien de toekenningscriteria
1,1
nvla)
112
131
0,6
.•…….
O,S
1,0
0,4
0,7
0,8
0,9
1,0
1,0
0,7
0,4
0,8
1.2
O,S
1,0
1.0
om dit cijfer op te nemen.
niet zinvol
versus het Werkloosheidsfonds.
bevat het werkJoosheidsperccntage
uiteenzetting kan derhalve worden geconstateerd, dat de stijging van de invalideringsfrequenties van de bedrijfsklassen uit
twee componenten is opgebouwd. Enerzijds een component
die bij alle bedrijfskIassen heeft geleid tot een zelfde stijging in
procentpunten, namelijk de veranderde gezondheidsbeleving,
anderzijds heeft de per bedrijfsklasse uiteenlopende invloed
van de economische factoren geleid tot een per saldo “uiteenlopende totale toeneming van de invalideringsfrequenties. Als
proxy voor de invloed van de veranderde gezondheidsbeleving in de periode 1968- 1978op de invalideringsfrequentie is,
in de’ lijn van ons vorige onderzoek, de toeneming van de
invalideringsfrequentie van de collectieve sector genomen (zie
ook par. 6). Deze stijging bedraagt ca. 0,6 procentpunt 27).
Gemiddeld bedraagt de toeneming van de invalideringsfrequenties van de bedrijfsklassen 1,2 procentpunt (zie tabel 3).
Hieruit kan geconcludeerd worden dat gemiddeld de helft van
de toeneming van de invalideringsfrequentie in de particuliere
sector is veroorzaakt door de hiervoor geanalyseerde invloed
van de economische factoren. De andere helft hangt samen
met de veranderde gezondheidsbeleving.
6. Toetsing van het verband tussen invalideringsfrequentie en
economische factoren op mesoniveau
Deze paragraaf zal gewijd zijn aan een econometrische toetsing m.b.V. ons arbeidsongeschiktheidsmodel van de invloed
van economische factoren op de invalideringsfrequentie. Als
afhankelijke variabele van de te toetsen relaties is het aantal
WAO-toekenningen per 100 verzekerden gehanteerd. Als
eerste verklarende variabele fungeert de invalideringsfrequentie van werknemers in de collectieve sector, als proxy voor de
invloed van de veranderende gezondheids beleving. Verondersteld is dat de invloed van economische factoren op het aantal
arbeidsongeschiktheidstoekenningen in de collectieve sector
nihil is, zodat daar de stijging van de invalideringsfrequentie
uitsluitend haar oorzaak vindt in een veranderde gezondheidsbeleving.
Als tweede verklarende variabele wordt de overige-inkomensquote gehanteerd, als indicator van de rendementspositie en daarmee van de economische ontwikkeling van het
bedrijfsleven 28). Verondersteld is dat een verslechterende
rendementspositie afvloeiing van minder-produktieve werknemers via de WAO zal doen toenemen. Omdat eerst een
structureel verslechterende overige-inkomensquote invloed
zal uitoefenen op de invalideringsfrequentie is het driejaars
voortschrijdend gemiddelde gehanteerd.
De werkloosheidspercentages, die reeds in par. 3 en 4 ter
sprake zijn gebracht, zijn niet als onafhankelijke variabele
geïntroduceerd, omdat deze percentages slechts betrekking
hebben op werkloosheid met een maximale duur van een half
ESB 3-12-1980
in de Horeca een niet te verwaarlozen
cQmponent
seizoenwerklo~
jaar. Het zou, afgezien van de trade offtussen de werkloosheidswetten en de WAO, slechts zinvol zijn om met werkloosheidspercentages te werken die (mede) langdurige werkloosheid omvatten. Aangezien deze gegevens niet zonder meer
geschikt zijn te maken voor de huidige analyse is afgezien van
het opnemen van de werkloosheidspercentages als onafhankelijke variabele. Als alternatief voor de overige-inkomensquote kan eventueel wel de werkgelegenheidsontwikkeling
per bedrijfsklasse worden gehanteerd, M.b.t. de economische
factoren hebben we evenwel de voorkeur gegeven aan de
overige-inkomensquote omdat de overige-inkomensquote nl.
eerder als primaire economische variabele kan worden beschouwd dan de werkgelegenheid, in die zin dat de overigeinkomensquote (mede) de ontwikkeling van de werkgelegenheid beïnvloedt. Een moeilijkheid was, dat de niveaus van de
invalideringsfrequenties van de respectieve bedrijfskIassen vanwege de (onbekende) invloed van de specifieke beroepsgebonden factoren niet zonder meer vergelijkbaar zijn.
Dit geldt vanwege de verschillende produktiestructuur ook
t.a.v. de overige-inkomensquote. Dit probleem is opgelost
door met indices te werken zodat hierdoor zowel de ontwikkeling van de invalideringsfrequenties als de ontwikkeling van
de overige-inkomensquote van de respectieve bedrijfskIassen vergelijkbaar worden gemaakt. Dientengevolge is
met betrekking tot de invalideringsfrequenties van de collectieve sector (de ABP-verzekerden) ook een index gehanteerd.
Het toetsen van het verband tussen de invalideringsfrequentie in de periode 1968-1978 enerzijds en de gezondheidsbeleving en economische factoren anderzijds leverde het
volgende resultaat op 29):
lVI t . = 0,72 ABPlt – 0,30 OIQI
,1 (12,11)
(4,29)
waarbij:
lVI t,i
ABPlt
OIQI t,i
(
…)
.
t-l,1
+ 53,80
2
R=O,64
n= 176
= index invalideringsfrequentie
bedrijfsklasse i
in jaar t;
= index invalideringsfrequentie collectieve sector in jaar t;
= index overige inkomensquote bedrijfsklasse i
in jaar t;
= t-waarden.
27) Zie F.A.J. van den Bosch en C. Petersen, op. cit., 1980, blz. 54,
tabel I.
28) Zoals bekend bevat het zogenaamde overig inkomen naast de
winst een aantal andere inkomenscomponenten, waaronder de rente
een zeer belangrijke plaats inneemt. ZIe voor een kritische beschouwing van de overige-inkomensquote: J. Keus, Rendement~n die geen
winsten zijn, ESB. 19 maart 1979, blz. 335-340.
29) Deze toetsing heeft betrekking op 16van de 26 bedrijfsverenigingen. Alle variabelen zijn géindexeerd op 1968= HIO.
1349
In verband met de wachttijd van één jaar in de Ziektewet
alvorens een WAO-uitkering wordt toegekend, is de overigeinkomensquote met één jaar vertraging opgenomen.
Het bovenstaande resultaat betekent dat ook de toetsing
van het model een duidelijke samenhang te zien geeft tussen
het aantal arbeidsongeschiktheidstoekenningen
en de
economische ontwikkeling per bedrijfsklasse.
Gezien het feit dat de verschillende bedrijfsklassen eigen
kenmerken vertonen, onder meer met betrekking tot produktiestructuur en afzetontwikkeling, behoeft dit overigens nog
niet in te houden dat de samenhang tussen het aantal arbeidsongeschikten en economische factoren voor alle bedrijfskIassen qua intensiteit dezelfde is. Derhalve is ook per bedrijfsklasse het verband onderzocht
tussen het. aantal
WAO-toekenningen en de overige-inkomensquote. Voor alle
bedrijfskIassen waarvan de stijging van de invalideringsfrequentie die van de collectieve sector te boven gaat ( I2 van de
16onderzochte bedrijfsklassen), en waar derhalve volgens het
model sprake moet zijn van een positieve invloed van de
economische factoren op de invalideringsfrequentie, is de
samenhang per bedrijfsklasse tussen de ontwikkeling van de
invalideringsfrequentie en de overige-inkomens quote statistisch significant.
Interessant hierbij is dat het op basis van deze resultaten in
principe mogelijk is om per bedrijfsklasse inzicht te krijgen in
de invloed van de beroepsgebonden factoren op het niveau
van de invalideringsfrequentie. Vervolgens kan de invloed
van de economische factoren op de reeds in 1968 aanwezige
verschillen in invalideringsfrequentie per bedrijfsklasse worden geïsoleerd 30).
7. Samenvatting en conclusie
Zowel de voorgaande theoretische beschouwing als de
empirische analyse op mesoniveau wijzen op een duidelijke
samenhang tussen het arbeidsongeschiktheidsverschijnsel en
economische factoren. Dit verklaart dan ook dat bijvoorbeeld
in de periode 1968- 1978 de invalideringsfrequentie in de
bank- en verzekeringssector, een sector die het in economisch
opzicht voor de wind is gegaan, slechts met 0,6 procentpunt is
toegenomen, terwijl in dezelfde periode in de textielindustrie,
de invalideringsfrequentie met maar liefst 2,0 procentpunt is
gestegen. Een en ander betekent dat arbeidsongeschiktheid
ook op mesoniveau in belangrijke mate als economisch begrip
dient te worden gehanteerd.
Hieruit volgt dat bij de prioriteitenstelling van de werkloosheidsbestrijding naar sector en regio naast de werkloosheidspercentages ook de arbeidsongeschiktheidspercentages beschouwd dienen te worden. Door de nadruk die in deze studie
op de economische component van het arbeidsongeschiktheidsverschijnsel heeft gelegen, mag echter niet uit het oog
worden verloren dat de veranderde waarden en normen ten
aanzien van de gezondheidsbeleving, ofte wel de sociologische
component van de arbeidsongeschiktheid, gemiddeld in ongeveer dezelfde mate heeft bijgedragen tot de stijging van het
aantal WAO-ers als de economische ontwikkeling. Ook in
sectoren waarin de economische noodzaak om overbodig
geworden werknemers door middel van de WAO te laten
afvloeien ontbreekt, – de overheidssector bijvoorbeeldmaar ook in de al eerder genoemde bank- en verzekeringssector, is de invalideringsfrequentie toegenomen, en wel in beide
voorbeelden met 0,6 procentpunt in de periode 1968-1978.
Zeker in verband met de toenemende financieringsprobIematiek zal derhalve de noodzakelijke terugdringing van de
nog immer voortdurende groei van het aantal arbeidsongeschikten zowel op een werkgelegenheidsbeleid dienen te
berusten, als op een beleid dat erop is gericht in die gevallen
waarin van een keuze kan worden gesproken ten aanzien van
de beslissing werken/ niet werken, het werken aantrekkelijker
te maken.
F.A.J. van den Bosch
C. Petersen
30) Zie verder de nog uit te brengen Discussion Paper.