Armoedeval bij aanvullende inkomensafhankelijke regelingen

arbeidsmarkt

Armoedeval bij aanvullende
inkomensafhankelijke regelingen
Het gebruik van aanvullende inkomensvoorzieningen heeft
nauwelijks effect op de kans op werkaanvaarding, of op het
zoekgedrag en de omvang van de gevonden baan. Andere
kenmerken, zoals leeftijd en het ontvangen van een arbeidsongeschiktheidsuitkering zijn belangrijker.

V

Klarita Sadiraj,
Jean Marie
Wildeboer Schut,
Stella Hoff en
Edwin van Gameren
Onderzoekers bij het
S
­ ociaal en Cultureel Planbureau en profesor-investigador bij El Colegio de México

650

ESB

an oudsher is inkomensondersteuning de
belangrijkste pijler van het beleid ter bestrijding van armoede. Medio jaren negentig
van de vorige eeuw legde het kabinetKok I ook sterk de nadruk op het bevorderen van
arbeidsparticipatie om armoede tegen te gaan. De
achterliggende gedachte was en is nog steeds, dat
mensen door middel van werk zelf in hun bestaan
kunnen voorzien. Sinds die tijd is regelmatig aangevoerd dat inkomensondersteunende maatregelen
een averechts effect hebben op het aan het werk
krijgen van uitkeringsgerechtigden. Hiervoor draagt
men gewoonlijk twee argumenten aan. Allereerst
is op minimumniveau het verschil tussen loon en
uitkering in nettobedragen klein. Daarnaast zijn veel
regelingen inkomensafhankelijk. Het met arbeid
verdiende loon wordt daardoor in mindering gebracht
op de inkomensvoorziening. Door uit te rekenen
wat het hebben van een betaalde baan dan netto
oplevert, kan men al snel concluderen dat het voor
uitkeringsgerechtigden weinig aantrekkelijk is om
werk te aanvaarden. Dit verschijnsel staat bekend
als de armoedeval (Interdepartementale Commissie
Harmonisatie Inkomensafhankelijke Regelingen,
1997; Allers en Schrantee, 2000; Werkgroep
Harmonisatie Inkomensafhankelijke Regelingen,
2000; TK,2005/2006; SZW, 2007).
Op deze redenering valt het een en ander af te
dingen. Zij berust op een aantal impliciete ­ annames
a
(SCP, 2005); wanneer deze in de praktijk niet
opgaan, hoeft er geen sprake te zijn van een armoedeval. De eerste aanname is dat de armoedeval op
alle mensen met een minimumuitkering van toepassing is. Dit is lang niet altijd het geval. Een deel van
de werklozen heeft zo’n lage productiviteit dat zij
niet bij machte zijn een baan te krijgen. Voor hen is
er überhaupt geen sprake van een armoedeval. Aan
de andere kant zijn er ook uitkeringsgerechtigden die
met betaalde arbeid juist aanzienlijk meer kunnen
verdienen dan het minimumloon. Een hoogopgeleide
kan bijvoorbeeld tijdelijk een beroep doen op een
bijstandsuitkering, terwijl zijn of haar potentiële loon
veel hoger ligt. Verder gaat men er in de argumentatie van uit dat mensen met een uitkering geheel
en al vrij zijn een baan al dan niet te aanvaarden. In

93(4546) 31 oktober 2008

de praktijk heeft men echter te maken met institutionele beperkingen, zoals de sollicitatieplicht en het
moeten deelnemen aan re-integratietrajecten. De
dreiging van korting of stopzetting van de uitkering
doet mensen soms beslissen om een baan te accepteren die zij eigenlijk niet willen.
Ten derde veronderstelt men dat het al dan niet
aanvaarden van werk de resultante is van een kortetermijnbeslissing. Het is echter mogelijk dat mensen
een baan kiezen met het oog op het verdere verloop
van de carrière. Ze kunnen dan tijdelijk genoegen
nemen met minder salaris.
Tot slot hoeft men niet alleen vanuit financiële
overwegingen een baan te aanvaarden. Zaken als
gezondheidsbelemmeringen, kenmerken van de baan
en arbeidsethos kunnen ook van belang zijn.
Dit artikel tracht het bestaan van de armoedeval
empirisch vast te stellen bij vier inkomensaanvullende regelingen: de huursubsidie, de Wtos (Wet
tegemoetkoming onderwijsbijdrage en ­ choolkosten),
s
de aanvullende bijstand en de kwijtschelding lokale
heffingen. Er is sprake van een armoedeval wanneer
de kans dat men een baan accepteert bij ­ ebruikers
g
van dergelijke regelingen kleiner is dan bij nietgebruikers. Ook zullen gebruikers die gevangen
zitten in een armoedeval minder intensief naar werk
zoeken en, als ze al een baan hebben, minder uren
werken dan niet-gebruikers.

De gegevens
De gegevens voor de analyses komen uit het SCPonderzoek naar het gebruik van inkomensvoorzieningen (Wildeboer Schut en Hoff, 2007), aangevuld
met gegevens over dienstverbanden uit het Sociaal
Statistisch Bestand. De totale steekproef bevat
alleen mensen met potentieel recht op minstens een
van de regelingen. Dit betekent dat de respondenten
over het algemeen tot de lagere inkomens behoren
en deze populatie dus vrij homogeen is qua inkomen.
Gevraagd is onder meer naar het gebruik van de
regelingen op het moment van de enquête, het
zoeken van een baan, gevoelens van sociaal isolement, het opleidingsniveau en de kennis van de regelingen. De aanvulling vanuit het Sociaal Statistisch
Bestand maakt het mogelijk na te gaan of men op
enig moment in de periode 31 december 2004 tot
en met 30 november 2005, een half jaar na de
uiterste enquêtedatum, een baan had. De gegevens
betreffen huishoudens waarvan zowel de respondent
als diens eventuele partner op 31 december 2004
niet werkzaam was. Ten minste een van beide partners was op die datum jonger dan 64 jaar.

De methode
De werking van de armoedeval wordt hier geanalyseerd aan de hand van drie indicatoren: het zoekgedrag naar werk van gebruikers en niet-gebruikers,
de feitelijke kans op werkaanvaarding bij deze twee
groepen en onder de werkenden de omvang van het
dienstverband. Als er sprake is van een armoedeval
bij de aanvullende inkomensafhankelijke regelingen
dan zullen gebruikers minder intensief naar werk
zoeken, feitelijk minder vaak weer aan het werk gaan
en, mochten ze werken, dit gedurende minder uren
doen dan niet-gebruikers. De effecten op het zoekgedrag en op het al dan niet aanvaarden van werk
zijn weergegeven in termen van relatieve kansverhoudingen (kader 1), die op het aantal gewerkte
uren in termen van regressiecoëfficiënten. Voor de
interpretatie van de uitkomsten is het van belang dat
er wordt gecorrigeerd voor verschillen in individuele
kenmerken. Op die manier wordt voorkomen dat
gevonden verschillen tussen gebruikers en nietgebruikers van een regeling worden toegeschreven
aan de armoedeval, terwijl zij misschien eigenlijk
het gevolg zijn van verschillen in de samenstelling
van deze twee groepen. Men moet hierbij niet alleen
denken aan demografische kenmerken zoals leeftijd
en etnische herkomst, maar ook aan, bijvoorbeeld,
beheersing van de Nederlandse taal en sociaal
isolement. Voor de overzichtelijkheid zijn in de tabellen alleen de kenmerken gepresenteerd die bij ten
minste een van de onderzochte regelingen statistisch
significant zijn.

Geen armoedevaleffect op zoekgedrag
Tabel 1 presenteert het effect van verschillende variabelen op de kans dat men naar werk heeft gezocht.
Het gebruik van inkomensafhankelijke voorzieningen
blijkt niet van invloed te zijn op het zoeken naar
werk. Dit geldt voor alle vier onderzochte regelingen.
Factoren als leeftijd, gezondheid en opleidingsniveau
Kader 1

Relatieve kansverhouding
Het effect op het zoekgedrag en op het al dan
niet aanvaarden van een baan laat zich meten
door relatieve kansverhoudingen ( odds ratio’s).
Een kansverhouding (odds) is de kans dat iets
plaatsvindt, gedeeld door de kans dat het niet
plaatsvindt. Hier gaat het om de kans dat men
werk zoekt of een baan aanvaardt, gedeeld door
de kans dat men niet zoekt dan wel geen baan
aanvaardt. Een relatieve kansverhouding geeft
op haar beurt de verhouding tussen twee kansverhoudingen aan. In dit geval wordt bijvoorbeeld
de kansverhouding bij de gebruikers van een
regeling vergeleken met die bij de niet-gebruikers. Een waarde groter dan 1 weerspiegelt een
positief effect, terwijl bij een waarde tussen 0 en
1 sprake is van een negatief effect.

Tabel 1

Effecten van individuele kenmerken op de kans dat werk gezocht wordt,
niet-werkenden eind 2004 (in gewogen odds ratio’s)1.

Maakt gebruik van de
r
­ egeling
Leeftijd 55–64 jaar
Slechte gezondheid
Sociaal isolement
Niet-westerse allochtoon
Opleidingsniveau laag
Bijstandsuitkering in 2004
Arbeidsongeschiktheids­
uitkering in 2004
Log huishoudinkomen 2004
n = 502
aangepaste R 2

Huur­
subsidie
1,82

Aanvullende
b
­ ijstand
1,02

Kwijt­
schelding
1,52

Wtos
0,62

0,34**
0,19***
0,26***
2,13*
0,31**
0,89
0,12***

0,35**
0,21***
0,28***
2,08*
0,36*
–
0,12***

0,33**
0,20***
0,27***
2,00*
0,34*
0,88
0,12***

0,35**
0,22***
0,27***
2,13
0,35*
1,08
0,12***

2,27*

2,13*

2,13*

2,13*

0,23

0,22

0,12

0,21

Significantie: ***: 1%; **: 5%; *: 10%; schatting op basis van een logitmodel (wel/niet werkzoekend).
1
De kenmerken vrouw, leeftijd 18–24 jaar, taalprobleem, westerse allochtoon, partner in 2004 en eenoudergezin in 2004 blijken bij geen van de vier regelingen van belang.

Bron: SCP (2005) en Sociaal Statistisch Bestand (CBS)

zijn van meer belang voor het zoekgedrag: de kans dat men actief naar een baan
zoekt is kleiner voor 55–64 jarigen, mensen met een slechte gezondheid en
mensen die zich sociaal geïsoleerd voelen. Ook laagopgeleiden en ontvangers
van een arbeidsongeschiktheidsuitkering zijn minder geneigd om betaald werk te
zoeken.

Geen armoedevaleffect op werkaanvaarding
Wanneer geen rekening wordt gehouden met achtergrondkenmerken blijkt dat
niet-werkenden die gebruikmaken van huursubsidie of van de kwijtscheldings­
regeling, minder vaak een baan accepteren dan niet-werkenden die geen gebruikmaken van deze inkomensvoorzieningen. Dit verschil valt echter weg nadat voor
individuele kenmerken gecorrigeerd is: het zoekgedrag, de leeftijd en uitkeringsafhankelijkheid blijken van aanzienlijk meer belang voor de kans op werkaanvaarding. Zoals te verwachten valt, is die kans geringer bij personen die niet actief
op zoek zijn naar werk, terwijl hetzelfde geldt voor 55-plussers en mensen die in
het voorgaande jaar een arbeidsongeschiktheids- of bijstandsuitkering ontvingen.
Overigens duidt deze laatste bevinding erop dat basisinkomensvoorzieningen als
de algemene bijstand mogelijk, in tegenstelling tot de hier onderzochte aanvullende regelingen, wel een armoedevaleffect hebben.
Tabel 2

Effecten van individuele kenmerken op het hebben van een baan eind
2005, niet-werkenden eind 2004 (in gewogen odds ratio’s)1.

Maakt gebruik van de regeling
Leeftijd 55–64 jaar
Eenoudergezin in 2004
Bijstandsuitkering in 2004
Arbeidsongeschiktheids­
uitkering in 2004
Log huishoudinkomen 2004
Niet actief werkzoekend
n = 502
aangepaste R 2

Huur­
subsidie
0,71

Aanvullende
bijstand
2,20

Kwijt­
schelding
0,94

Wtos
1,69

0,05**
0,48
0,10***
0,11***

0,14*
0,28*
–
0,33

0,05**
0,44
0,11***
0,11***

0,05***
0,41
0,09***
0,11***

1,09
0,20***

1,00
0,34*

1,10
0,21***

1,10
0,21***

0,19

0,17

0,12

0,16

Significantie: ***: 1%; **: 5%; *: 10%; schatting op basis van een logitmodel (wel/geen baan).
1
De kenmerken vrouw, leeftijd 18–24 jaar, slechte gezondheid, sociaal isolement, taalprobleem, niet-westerse
en westers allochtoon, partner in 2004 en opleidingsniveau blijken bij geen van de vier regelingen van belang.

Bron: SCP (2005) en Sociaal Statistisch Bestand (CBS)

ESB

93(4546) 31 oktober 2008

651

Tabel 3

Effecten van individuele kenmerken op gemiddelde deeltijdfactor,
b
­ aanvinders 2005 (in gewogen regressiecoëfficiënten)1.

Maakt gebruik van de
regeling
Vrouw
Leeftijd 55–64 jaar
Slechte gezondheid
Bijstandsuitkering in 2004
Arbeidsongeschiktheidsuitkering in 2004
n = 82
aangepaste R 2

Huur­
subsidie
–0,19**
–0,33***
0,18
–0,21
–0,07
0,57***

0,47

Aanvullende
bijstand
–0,09
–0,24**
0,27
–0,29
–
0,54***

0,43

Kwijt­
schelding
0,12
–0,26***
0,24
–0,31*
–0,17*
0,52***

0,44

Wtos
0,09
–0,23*
0,27*
–0,31*
–0,12
0,53***

0,44

Significantie: ***: 1%; **: 5%; *: 10%; schatting op basis van een ols.
1
De kenmerken leeftijd 18–24 jaar, sociaal isolement, taalprobleem, niet-westerse allochtoon, westerse allochtoon, partner in 2004, eenoudergezin in 2004, opleidingsniveau en log huishoudinkomen 2004 blijken bij
geen van de vier regelingen van belang.

Bron: SCP (2005) en Sociaal Statistisch Bestand (CBS)

Baanvinders met huursubsidie werken minder uren
Naarmate iemand meer uren per week werkt, is de kans op verlies van inkomensafhankelijke voorzieningen groter. Het kan zijn dat gebruikers van aanvullende
inkomensregelingen hier rekening mee houden en in kleinere banen werken dan
niet-gebruikers. Dit kan gelden voor zowel nieuwe baanvinders als personen
die al langere tijd werkzaam zijn. In tabel 3 staan de resultaten van regressie­
analyses voor huishoudens waarvan ten minste een van beide partners in de loop
van 2005 een baan heeft gevonden. De uitkomsten laten zien dat de gebruikers
van de meeste regelingen nauwelijks afwijken van de niet-gebruikers wat betreft
het gemiddelde aantal arbeidsuren. De huursubsidie vormt echter een uitzonde­
ring. Het gemiddelde aantal gewerkte uren van gebruikers van huursubsidie
ligt negentien procentpunten lager dan die van niet-gebruikers. Afgezien van
het gebruik van de regelingen is vooral het geslacht en het ontvangen van een
arbeidsongeschiktheidsuitkering van belang. Vrouwen en mensen met gezondheidsproblemen werken relatief vaak in kleinere deeltijdbanen.

Gebruikers aanvullende bijstand en kwijt­ cheldingsregeling
s
werken minder uren

zich nu op de huishoudens waarvan ten minste een
van beide partners zowel in 2004 als in de periode
januari–november 2005 werkzaam was. Nagegaan
is of binnen deze categorie de gebruikers van de
regelingen kleinere dienstverbanden hebben dan de
niet-gebruikers. Uit tabel 4 blijkt dat gebruik van
huursubsidie of Wtos geen verschil uitmaakt voor de
omvang van het dienstverband. Zowel de gebruikers
van aanvullende bijstand als die van de kwijtscheldingsregeling werken echter minder uren per week
dan de niet-gebruikers. Dit geldt overigens bij alle
vier regelingen ook voor mensen met een arbeids­
ongeschiktheidsuitkering. Daarentegen werken nietwesterse allochtonen en mensen die in 2004 een
relatief hoog huishoudinkomen hadden, gemiddeld
juist meer uren.

Conclusies
Er zijn slechts beperkte aanwijzingen voor een
armoedevaleffect door aanvullende inkomensafhankelijke regelingen. Bij de niet-werkenden zoeken
de gebruikers van de regelingen net zo vaak naar
een baan als de niet-gebruikers. Ook is de kans
dat zij feitelijk aan het werk gaan even groot. Bij de
werkenden zijn wel enkele verbanden aangetroffen
met de omvang van het dienstverband. Baanvinders
die gebruikmaken van huursubsidie starten in een
kleinere baan dan baanvinders die geen huursubsidie ontvangen. Gebruikers van aanvullende bijstand
of de kwijtscheldingsregeling die eind 2004 al
werkten, werken gemiddeld minder uren per week
dan niet-gebruikers. Voor het zoekgedrag blijken
vooral de leeftijd, gezondheid, gevoelens van sociaal
isolement, het opleidingsniveau en het ontvangen
van een arbeidsongeschiktheidsuitkering in het
voorgaande jaar van belang. Bij het feitelijk verkrijgen van werk spelen, naast het zoekgedrag, vooral
leeftijd en uitkeringsafhankelijkheid een rol.

Hierboven is al aangestipt dat de kans dat gebruikers van inkomensafhankelijke
regelingen in kleinere banen werken dan niet-gebruikers ook kan gelden voor personen die al langere tijd werkzaam zijn. Om dit te onderzoeken richt de aandacht
Tabel 4

Effecten individuele kenmerken op gemiddelde deeltijdfactor, werkenden
eind 2004 en 2005 (in gewogen regressiecoëfficiënten)1.

Maakt gebruik van de regeling
Taalprobleem
Niet-westerse allochtoon
Bijstandsuitkering in 2004
Arbeidsongeschiktheidsuitkering in 2004
Log huishoudinkomen 2004
n = 270
aangepaste R 2

Huur­
subsidie
–0,03
–0,11*
0,08**
–0,18*
–0,18**

Aanvullende
bijstand
–0,31**
–0,10
0,07*
–
–0,17**

Kwijt­
schelding
–0,16***

Wtos

Literatuur
Allers, M. en S. Schrantee (2000) Gemeentelijk kwijtscheldingsbeleid en armoedeval. Groningen: COELO.

0,07

–0,09
0,10***
–0,13
–0,18***

–0,11*
0,08**
–0,20**
–0,17**

0,20***

0,20***

0,18***

0,20***

0,35

0,37

0,37

0,36

Interdepartementale Commissie Harmonisatie
Inkomensafhankelijke Regelingen (1997) Armoede en armoedeval. De rol van inkomensaf hankelijke regelingen. Den Haag: Vuga.
SCP (2005) Niet-gebruik inkomensaf hankelijke regelingen. Den
Haag: Sociaal en Cultureel Planbureau.
SCP (2005) Toekomst arbeidsmarkt en sociale zekerheid. Den Haag:
Sociaal en Cultureel Planbureau.
SZW (2007) De armoedeval. Een nieuwe kijk op een oud probleem.
Den Haag: Ministerie van Sociale Zaken en Werkgelegenheid.
TK (2005/2006) Overzicht armoedeval. Tweede Kamer, vergaderjaar 2005–2006, 29764 en 29765, nr 41.
Werkgroep Harmonisatie Inkomensafhankelijke Regelingen

Significantie: ***: 1%; **: 5%; *: 10%; schatting op basis van ols.
1
De kenmerken leeftijd 18–24 jaar, sociaal isolement, taalprobleem, niet-westerse allochtoon, westerse allochtoon, partner in 2004, eenoudergezin in 2004, opleidingsniveau en log huishoudinkomen 2004 blijken bij
geen van de vier regelingen van belang.

(2000) De armoedeval, analyse en oplossingen. Den Haag:

Bron: SCP (2005) en Sociaal Statistisch Bestand (CBS)

Cultureel Planbureau.

652

ESB

93(4546) 31 oktober 2008

Ministerie van Sociale Zaken en Werkgelegenheid.
Wildeboer Schut, J.-M. en S. Hoff (2007) Geld op de plank.
Niet-gebruik van inkomensvoorzieningen. Den Haag: Sociaal en