Arbeidsongeschiktheid:
volume en arbeidsmarkt
Enkele weken geleden bespraken
wij in ESB de oorzaken van het groeiende aantal arbeidsongeschikten . Op
basis van een analyse in het Sociaalen
Cultureel Rapport 1990 concludeerden
we dat het arbeidsongeschiktheidsvolume de laatste twintig jaar toenam door
de groei van het aantal verzekerden,
een ruime opvatting van ziekte en arbeidsongeschiktheid, de toenemende
psychische belasting van werkenden
en de kwetsbare positie van gehandicapten op de arbeidsmarkt.
In dit artikel gaan wij nader in op de
laatste factor: de betekenis van de situatie op de arbeidsmarkt voor het volume van de Wet op de arbeidsongeschiktheidsverzekering (WAO) en de
Algemene arbeidsongeschiktheidswet
(AAW). Het is aannemelijk dat de ontwikkeling van de werkgelegenheid
sinds 1970 op twee manieren van invloed is geweest op het aantal arbeidsongeschikten. Allereerst lijkt het plausibel dat de toestroom naar de regelingen
door de economische neergang werd
bevorderd. Hetwasvoorwerkgeversen
werknemers in de jaren zeventig en
tachtig aantrekkelijk eerst het minder
fitte deel van het arbeidsleger te doen
uitstromen. Doordeze mensen gebruik
te laten maken van de relatief gunstige
collectieve verzekeringen voor arbeidsongeschiktheid kon men de uitstoot op
medische gronden legitimeren en sociale spanningen vermijden. In de tweede plaats kan men veronderstellen dat
het voor gehandicapten steeds moeilijker werd aan de slag te komen, aangezien werkgevers in de ruime arbeidsmarkt van de laatste decennia voldoende keus hadden uit niet-gehandicapte,
jonge, geschoolde werkzoekenden.
Dat er een verband bestaat tussen de
situatie op de arbeidsmarkt en het gebruik van de arbeidsongeschiktheidsverzekeringen werd in een aantal studies
reeds aannemelijk gemaakr. Zo gaven
Van den Bosch en Petersen in nun dissertatie een schatting van de arbeidsmarktcomponent in de WAO. Op grond
van verschillen in de invalideringsfrequenties van WAO- en ABP-verzekerden kwamen zij voor 1979 uit op ongeveerl 90.000 mensjaren,ofwelruim 40%
van het toenmalige bestand. Twee onderzoekers van het Centraal Planbureau
gaven een veel lagere schatting: volgens
Roodenburg en Wong Meeuw Hing be-
942
droeg de arbeidsmarktcomponent van
het WAO-bestand in 1981 19%.
De genoemde onderzoeken zijn inmiddels wat ouder, en de sterke toeneming van de werkloosheid aan het begin van de jaren tachtig is hierdoor niet
of slechts ten dele in de berekeningen
verwerkt. Ook was de ontwikkeling van
het WAO-volume doorgaans gekozen
als het te verklaren kenmerk, waardoor
men voorbijging aan de invoering van
de AAW. Ten slotte beperkten de studies zich veelal tot de arbeidsongeschiktheidsinstroom en de bestandsmutaties. De invloed van de arbeidsmarkt op de uitstroomcijfers van de arbeidsongeschiktheidsregelingen kwam
niet of nauwelijks aan de orde.
Om deze redenen hebben wij een
actuele schatting gemaakt van de arbeidsmarktcomponent in de AAW en
WAO. Onze hypothese is daarbij als
volgt gespecificeerd:
– de instroom van WAO/AAW heeft
een positieve relatie met de werkloosheidsontwikkeling. Een toenemende werkloosheid leidt ertoe dat
meer gehandicapten een beroep
doen op de arbeidsongeschiktheidsregelingen;
– de uitstroom van WAO/AAW heeft
een negatieve relatie met de werkloosheidsontwikkeling. Een groeiende werkloosheid leidt ertoe dat minder arbeidsongeschikten op de arbeidsmarkt worden geplaatst.
Om de deelhypothesen te toetsen
hebben wij over de periode 1969-1988
een tijdreeks/crossectie-analyse verricht op de werkloosheids-, instroomen uitstroomgegevens van de 26 bedrijfsverenigingen. Het ‘poolen’ van tijdreeks- en dwarsdoorsnedegegevens
heeft als voordeel dat het aantal waarnemingen aanzienlijk wordt vergroot3.
Bij de instroom vormt de instroomquote (Iq) de te verklaren variabele.
Deze is per bedrijfsvereniging gedefinieerd als het aantal toekenningen voor
WAO en AAW in een bepaald jaar, gedeeld door het aantal verzekerden in
het voorafgaande jaar.
De eerste onafhankelijke variabele is
het werkloosheidspercentage (W) in
jaar t-1, op te vatten als het aantal WWontvangers bij een bedrijfsvereniging,
gedeeld door de WW-verzekerden. De
vertraging van een jaar is ingevoerd in
verband met de wachttijd van 52 weken
in de arbeidsongeschiktheidsregelingen (de Ziektewet-periode). Een logaritmische transformatie van deze variabele bleek zinvol, omdat mutaties in de
werkloosheid niet evenredig doorwerken in de instroom van de arbeidsongeschiktheidsregelingen.
Als tweede onafhankelijke is het
ziektepercentage (Z) opgevoerd: het
aantal verzuimde dagen, gedeeld door
de verzekerde dagen van de Ziektewet.
Deze variabele geeft de niveau- en
trendverschillen in het risico op invalidering bij de bedrijfsverenigingen aan.
Voorts is een trendvariabele (Tr) opgenomen, die corrigeert voor de trendmatige daling van de instroomquote na
19764. Ten slotte zijn voor de bedrijfsverenigingen afzonderlijke dummy-variabelen (Bv) opgenomen. Deze geven
de structurele niveauverschillen in de
arbeidsongeschiktheidsinstroom bij de
bedrijfsverenigingen weer, voor zover
die niet kunnen worden herleid tot ontwikkelingen in het werkloosheidspercentage en het ziekteverzuim.
Met deze variabelen is het volgende
schattingsresultaat verkregen:
Iq, = 0,15ln(WH) + 0,17(Zt) -1,94(Tr,) +d(Bv,)
Iq, = 0,12 In(Wn) + 0,70(Zt) -0,07(Tr,) + d(Bv,)
(4.4)
(21,1)
[1]
[2]
(-6,3)
t-waarden tussen haakjes, df = 434,
F = 19,86 en adj. R2 = 0,50.
Vergelijking [1] laat de ongestandaardiseerde oplossing zien. Het eerste deel
van de arbeidsmarkthypothese wordt
bevestigd. Na controle voor de effecten
van het ziekteverzuim, de trendvariabele
1. J.C. Vrooman en A.A.M. de Kemp, Trends
tot arbeidsongeschiktheid, ESB, 5 September 1990, biz. 808-812.
2. Order meer N. H. Douben en M. Herweijer, Arbeidsmarkt, werkloosheid en arbeidsongeschiktheid, Maandschrift Economie, jg. 43, 1979, biz. 309 -320; F.A.J. van
den Bosch en C. Petersen, Aspecten van
ziekte en arbeidsongeschiktheid in het stelsel van sociale zekerheid, Kluwer, Deventer,
1983; H.J. Roodenburg en W.J.M.L. Wong
Meeuw Hing, De arbeidsmarktcomponent in
de WAO, Centraal Planbureau, Den Haag,
1985.
3. De gebruikte analysetechniek wordt beschreven door L.W. Sayrs, Pooled time series analysis, Sage Publications, Beverly
Hills, 1989 . Er is gecorrigeerd voor extreme
waarnemingen, heteroscedasticiteit en autocorrelatie.
4. De variabele is tot 1976 op 0 gesteld, en
neemtdaarnajaarlijks met 0,01 toe. Ditzorgt
voor een globale modellering van de trendontwikkeling, die verband kan houden met
de introductie van VUT- en verlengde werkloosheidsregelingen als alternatief voor
WAO/AAW, en met een mogelijk opschoningseffect: een ongunstige werkloosheidsontwikkeling kan ertoe leiden dat personen
met arbeidsongeschiktheidsverschijnselen
het eerst afvloeien, waardoor het invalideringsrisico van de overgebleven verzekerden afneemt.
label. De arbeidsmarktcomponent in de WAO/AAW, 1970- 1988
Instroom
door situatie
arbeidsmarkt
(%)
1970
1973
1976
5
8
5
1979
1982
1985
1988b
Niet uitgestroomd
door situatie
arbeidsmarkt
(%)
7
11
11
Gem.
Bestandsomvang3
(xl.OOO)
2
5
7
5
215
285
470
595
674
711
756
14
9
7
7
8
7
Waarvan
door situatie
arbeidsmarkt
(xl.OOO)
3
15
32
50
75
99
105
Totale
arbeidsmarktcomponent
(%)
1
5
7
8
11
14
14
a) Exclusief ABP-verzekerden.
b) Raming voor in- en uitstroom.
en de structurele verschillen tussen de
bedrijfsverenigingen, leidt een hoger
werkloosheidspercentage inderdaad tot
een hogere instroomquote.
In vergelijking [2] zijn de variabelen
gestandaardiseerd, waardoor net relatieve belang van de variabelen kan worden vastgesteld. Hoewel het effect van
de werkloosheidsvariabele (0,12) wel
significant is, blijkt het verband tussen
het ziekteverzuim en de ontwikkeling
van de instroom veel sterker (0,70). De
trendvariabele brengt een lichte correctie in de verwachte richting teweeg. Te
zamen verklaren de onafhankelijken
50% van de variantie in de instroom van
de arbeidsongeschiktheidsregelingen.
Bij de uitstroom vormt de uitstroomquote (Uq) het te verklaren kenmerk:
het aantal beeindigingen WAO/AAWgedeeld door het totaal aantal arbeidsongeschikten in het voorafgaande jaar.
Ook hier is het werkloosheidspercentage (W) de eerste onafhankelijke variabele, ditmaal zonder logaritmische
transformatie en vertraging. Het ziekteverzuim is niet als verklarende factor
opgevoerd, omdat het ziekterisico van
werkenden weinig zegt over de re’i’ntegratiekansen van arbeidsongeschikten.
De trendvariabele (Tr) en de dummyvariabelen voorde bedrijfsverenigingen
(Bv) zijn wel in de vergelijking opgenomen. Verder is een correctie aangebracht voor een invoeringseffect (le)
van de WAO. In de eerste jaren na
invoering was het aantal beeindigingen
vrij constant, terwijl het arbeidsongeschiktenbestand gestadig toenam, zodat tussen 1970 en 1972 sprake was
van sterk dalende uitstroomquotes.
De analyse levert de volgende uitkomsten op:
Uqt = -0,25 (W,) – 41,7(Trt) + 0,16(let)+d(Bvt)
[3]
Uqt = -0,10 (W,) – 0,34(Trt) + 0,06(let) +d(Bv,) [4]
(-4,7)
(-22,2)
(4,4)
t-waarden tussen haakjes, df = 385,
F=17,06 en adj. R2 = 0,49.
ESB 10-10-1990
Ook het tweede deel van de hypothese wordt ondersteund. Uit de ongestandaardiseerde effecten in vergelijking [3]
blijkt, dat een stijging van het werkloosheidspercentage met een procentpunt leidt tot een daling van een kwart
procentpunt in de uitstroomquote. Vergelijking [4] laat zien dat het werkloosheidseffect (-0,10), hoewel het significant is, minder verklaringskracht heeft
dan de trendmatige daling van de uitstroom op grond van andere factoren
(-0,34). Alle onafhankelijke variabelen
te zamen verklaren 49% in de variantie
van de uitstroomquote.
Op basis van de regressiegewichten
kan voor de verschillende bedrijfsverenigingen worden geschat hoeveel personen ieder jaar door de situatie op de
arbeidsmarkt gebruik gingen maken
van WAO/AAW, c.q. niet uit de regelingen konden treden. Uit de tabel blijkt
dat bij uitschakeling van de arbeidsmarktfactor de instroom in de periode
1970-1988 gemiddeld 7% lager, en de
uitstroom 7% hoger zou zijn uitgevallen.
In verband met dubbeltellingen kan
de arbeidsmarktcomponent van het gehele bestand hier niet rechtstreeks uit
worden afgeleid: de uitstroom en de
niet-gerealiseerde uitstroom moeten
eerst worden gecorrigeerd voor de arbeidsmarktcomponent die reeds in het
bestand aanwezig was6. Het gecumuleerde arbeidsmarkteffect van de periode 1970-1988 kan dan worden geraamd op ongeveer 105.000 personen:
indien de werkloosheidsontwikkeling in
de achterliggende decennia het arbeidsongeschiktheidsvolume niet zou
hebben bei’nvloed, zou het WAO/AAWbestand door de lagere instroom en
hogere uitstroom in 1988 ongeveer
14% minder personen hebben omvat.
Dit voert tot de volgende conclusies:
– het arbeidsongeschiktheidsvolume
is de laatste twintig jaar door de situatie op arbeidsmarkt gestuurd. Er
is sprake van een statistisch significant verband tussen de werkloosheidsontwikkeling en de in- en uit-
stroom van de arbeidsongeschiktheidsverzekeringen;
de totale arbeidsmarktcomponent
(14%) is zeker niet verwaarloosbaar,
maar toch minder omvangrijk dan
door eerdere auteurs werd gesuggereerd. Naast verschillen in de methode van analyse en het aggregatieniveau van de gegevens kunnen hiervoor twee oorzaken worden aangewezen. In de eerste plaats maakt de
langere waarnemingsperiode onze
resultaten minder gevoelig voor incidentele fluctuaties. Daarnaast zorgt
het mee-analyseren van de AAW-populatie er voor, dat de totale arbeidsmarktcomponent wat lager uitvalt: arbeidsmarktfactoren wegen bij vroeggehandicapten, studerenden en zelfstandigen waarschijnlijk wat minder
zwaar dan bij de doorsnee WAO-verzekerde werknemer;
hoewel de situatie op de arbeidsmarkt wel degelijk van belang is geweest, was het de afgelopen twintig
jaar niet de enige, of zelfs maar de
voornaamste determinant van het
groeiende arbeidsongeschiktheidsvolume. Uit ons vorige artikel bleek
dat de groei van de verzekerdenkring, de ruime visie op ziekte en
arbeidsongeschiktheid, en de toenemende psychische belasting nun invloed evenzeer deden gelden. Wij
wijzen er dan ook nogmaals op, dat
het volumeprobleem niet uitsluitend
via de arbeidsmarkt – bij voorbeeld
door werkgevers financieel te stimuleren – kan worden opgelost. De ombuiging van het arbeidsongeschiktheidsvolume vergt een breder beleid,
waarbij ook rekening wordt gehouden met sociaal-demografische factoren, de afbakening van het criterium voor arbeidsongeschiktheid en
de noodzaak tot psychische preventie.
J.C. Vrooman
A.A.M. de Kemp
5. De variabele heeft in de jaren 1970-1972
als waarden 3, 2, 1 en is voor de overige
jaren op 0 gesteld.
6. Het aantal arbeidsongeschikten dat in een
gegeven jaar op grond van arbeidsmarktfactoren in het WAO/AAW-bestand is opgenomen wordt dan als volgt berekend:
(AM* nt-i) + lat- (An.Ut) + ((1-At-i).Nut)
waarin:
AM = de arbeidsmarktcomponent in jaar t-1;
nt-i = het bestand in jaar t-1; lat = de instroom
in jaar t op grond van arbeidsmarktfactoren;
Ut = de totale uitstroom in jaar t; Nu = het
aantal arbeidsongeschikten dat op grond
van arbeidsmarktfactoren niet uitstroomt.
943