De onstuitbare opkomst van de
werkende gehuwde vrouw
PROF. DR. J. HARTOG* – DR. J. J. M. THEEUWES**
Na de tweede wereldoorlog is in vrijwel alle ontwikkelde landen de toestroom van gehuwde vrouwen
naar de arbeidsmarkt aanzienlijk toegenomen. Vooral in de jaren zeventig is de participatiegraad sterk
gestegen. Ook in ons land was dat het geval. Niettemin bevindt het deelnemingspercentage van de
gehuwde vrouw zich in Nederland in vergelijking met andere landen nog op een betrekkelijk laag
niveau. Het is te verwachten dat in de komende jaren deze achterstand geleidelijk zal worden
ingelopen. In dit artikel onderzoeken de auteurs wat de achterliggende factoren zijn die op de
participate van gehuwde vrouwen op de arbeidsmarkt van invloed zijn. Zij komen tot de conclusie
dat in het verleden vooral de stijging van het loonniveau een grote rol heeft gespeeld. Voor de
toekomst verwachten zij dat de belabberde arbeidsmarktsituatie de toestroom van gehuwde vrouwen
naar de arbeidsmarkt enigszins zal afremmen, maar als de arbeidsmarkt opleeft is hun vermoeden dat
de opmars van werkende gehuwde vrouwen onstuitbaar door zal gaan.
Een paradox verklaard
De sterk toegenomen arbeidsmarktparticipatie van gehuwde
vrouwen in Nederland en de meeste andere geindustrialiseerde landen na de tweede wereldoorlog heeft iets paradoxaals, tenminste
voor de econoom. In deze periode is het reele inkomen per hoofd
flink gegroeid. Met deze gestegen welvaart kon de gemiddelde burger zich een resem luxegoederen kopen en kon hij of zij zich de extra
vrije tijd permitteren die nodig was om die goederen te consumeren.
Inkomenseffecten zijn cruciaal voor de verklaring van de verschillen
in het consumptiepatroon van een gezin in 1980 ten opzichte van
een gezin vlak na de oorlog. Met inkomenseffecten komen we ook al
een heel eind in de verklaring van de daling in het arbeidsaanbod
van mannen. Niets echter is in theorie zo tegenstrijdig met deze ontwikkelingen veroorzaakt door inkomenseffecten, als de toename
van de arbeidsmarktparticipatie van gehuwde vrouwen.
De spanning van deze paradox is evenwel gauw verdwenen voor
iedereen die zijn micro-economic nog beheerst. Het is duidelijk dat
de portee van de economische verklaring van de toename in arbeidsmarktparticipatie moet komen uit het substitutie-effect. Door
de ruimere mogelijkheden op de arbeidsmarkt en de gestegen opleidingsniveaus zijn de potentiele loonvoeten voor werkende vrouwen
gestegen, waarop vrouwen gretig reageerden door huishoudelijk
werk en vrije tijd te substitueren voor betaald werk. Dit positieve
substitutie-effect moet groter zijn dan het negatieve inkomenseffect
wil de economische verklaring van de gestegen participatie enige geloofwaardigheid bezitten 1). De econoom heeft er dan ook het
grootste belang bij om die effecten te meten, niet alleen om zich zelf
gerust te stellen dat zijn theoretische verwachtingen kloppen, maar
ook omdat hij daarmee harde cijfers heeft waarmee hij kan proberen, met voldoende slagen om de arm, het verleden te verklaren en
de toekomst te voorspellen. Omdat we als economen zoveel belang
hechten aan de meetbare inkomens- en substitutie-effecten, wil dat
nog niet zeggen dat we menen met deze twee cijfers de hele maatschappelijke verandering die de toename in arbeidsmarktparticipatie heeft begeleid, te kunnen verklaren. We zien het eerder als het
minimum, iets waar de econoom vanzelfsprekend mee begint.
De participatietoename is gepaard gegaan met veranderingen in
huwelijks- en vruchtbaarheidspatronen en verschuivingen in onderwijsparticipatie. Deze veranderingen hebben elkaar wederzijds
beiinvloed en te zamen met de stijging van de reele loonvoet en net
1152
inkomen per hoofd vormen deze variabelen een samenhangend geheel. De meeste arbeidseconomen hebben de pretentie dat een simultaan model met deze variabelen tot het terrein van de economie
behoort. Ze stappen daarmee in de voetsporen van Jacob Mincer 2)
en Gary Becker 3). Met dit interdependent Mincer-Becker-model
worden waarschijnlijk wel de grenzen van het economise!] vakgebied bereikt. Tenslotte is de speurtocht naar een verklaring voor de
toegenomen arbeidsmarktparticipatie als het leggen van een puzzel,
waarbij puzzelstukjes verdeeld zijn over alle sociale wetenschappen.
Het zal nog wel even duren vooraleer de economen het MincerBecker-model, waarbij gelijktijdig scholings-, vruchtbaarheids- en
participatiebeslissingen worden verklaard, theoretisch helemaal
hebben uitgewerkt en empirisch ingevuld. Vooral dat laatste is een
heidens karwei omdat de noodzakelijke gedetailleerde en uitgebreide databestanden meestal ontbreken en omdat er ingcwikkelde
structuren moeten worden geschat. Enige maanden geleden (31
mei-3 juni) werd in Sussex een Internationale conferentie (,,Trends
in women’s work, education and family building”) gehouden die
was gewijd aan een vergelijking van nationale analyses met varianten van het Mincer-Becker-model 4). De beide peetvaders van het
model waren trouwens aanwezig. We willen in dit artikel berichten
over dit congres. Daarna willen we tegen de internationale achtergrond de Nederlandse situatie bespreken en proberen iets over het
mogelijke toekomstig verloop van de arbeidsmarktparticipatie van
* Hoogleraar economie aan de Universiteit van Amsterdam.
** Wetenschappelijk medewerker bij de vakgroep Macro-economic van de
Economische faculteit van de Erasmus Universiteit Rotterdam.
De auteurs danken mevrouw drs. H. A. Pott-Buter, en de heren C. Koopmans
en R. van Opstal voor hun bereidwilligheid om dit artikel vooraf kritisch te
willen becommentarieren. Beide laatstgenoemden worden daarenboven bedankt voor het plotten van de figuren in dit artikel.
1) Er is hier ruimte voor enige theoretische njnzinnigheden. Zo is het theoretisch uitgesloten dat bij stijgende loonvoet een participant verandert in een
non-participant. Het substitutie-effect, gemeten voor een non-participant,
bestaat alleen voor Hicks-compensatie, niet voor Slutsky-compensatie.
2) Jacob Mincer, Labor force participation of married women: a study of labor supply, in: Aspects of labor economic, NBER, 1962, biz. 63-97.
3) Gary Becker, A theory of the allocation of time, Economic Journal, September 1965, biz. 493-517.
4) De (herziene) papers van dit congres worden gepubliceerd in een toekomstig nummer van de Journal of Labor Economics.
Nederlandse gehuwde vrouwen te zeggen. Dit laatste mede naar
Figuur 1. Het verdwijnen van het kinderdal
aanleiding van de recente CPB-monografie over het toekomstig arbeidsaanbod in Nederland 5).
Aibeidsmarktpartidpaiie J
van gehuwde
^
. Nederland
Het Internationale patroon
De 44 deelnemers 6) van de door het Amerikaanse Ministerie
van Arbeid en de A. P. Sloan Foundation gefinancierde conferentie
hadden bijdragen voorbereid over 12 landen. Gerangschikt naar
participatiepercentage voor gehuwde vrouwen 7), bleken er 3 landen te zijn met /ageparticipatiegraden: Spanje (19%), Italic (21%)
en Nederland (25%); 3 landen met hoge participatiegraden: Verenigde Staten (60%), Zweden (86%) en de Sovjetunie (93%) en 6
landen in de middenmoot: Israel (40%), Australie (42%), Japan
(46%), West-Duitsland (47%), Verenigd Koninkrijk (47%) en
Frankrijk (48%). Dus variatie genoeg in de nationale ervaringen.
Omdat de bijdragen aan de conferentie vanuit een van te voren
opgegeven probleemstelling waren opgesteld, werd vergelijking van
de ontwikkeling in de diverse landen vergemakkelijkt. Dit leidt tot
klaren zijn uit het guile systeem van ouderschapsverlof. Onder deze
allerlei interessante bevindingen. Beperken we ons in eerste instantie tot de periode na de tweede wereldoorlog, dan is een standaardpatroon te deduceren uit de waargenomen ontwikkelingen in Westeuropese landen, de Verenigde Staten, Australie, Japan en Israel.
Wat de genoten opleiding van vrouwen betreft is sprake van een snel
ingehaalde achterstand op mannen. Was de gemiddelde opleidings-
regeling kunnen de moeder of de vader 9) bij de geboorte van hun
kind gedurende 9 maanden verlof nemen en een uitkering krijgen
die het gederfde arbeidsinkomen bijna geheel compenseert. Daarna
kan men nog gedurende 3 maanden een dagvergoeding krijgen en
hebben de ouders het recht om een aantal dagen per jaar thuis te blijven om zieke kinderen te verzorgen. De ouderschapsverlofregeling
is daarenboven bijzonder flexibel; het verlof waarop men recht heeft
kan in de tijd worden uitgesmeerd. Omdat de compensatie geba-
duur voor vrouwen lange tijd lager dan voor mannen, thans is vaak
sprake van een gemiddeld langere opleidingsduur. Erg belangrijk in
dit verband is echter ook de inhoud van het genoten onderwijs. Zelfs
bij gemiddeld langere opleidingsduur zullen vrouwen toch nog vaak
een opleiding hebben gevolgd met een beperkter arbeidsmarktpers-
seerd is op het vorig verdiend loon is deze regeling een stimulans
voor de vrouw om voor elk kind een periode te gaan werken. Voor
men zou denken dat Zweden helemaal het paradijs is voor de werk-
pectief dan mannen. Ook hierin lijkt verandering te komen, maar
ende gehuwde vrouw: er is een nijpend tekort aan kinderdagverblij-
kwantitieve overzichten zijn moeilijk te geven.
De vruchtbaarheid is in alle landen sterk gedaald, zij het niet monotoon. De geboortegolf na het einde van de tweede wereldoorlog is
aanvankelijk gevolgd door een dating van het aantal levendgebore-
scherpe, langdurige daling in.
De deelname van gehuwde vrouwen is na de oorlog overal zeer
ven (lange wachtlijsten) en de Zweedse oma’s kunnen evenmin op
de kinderen letten want die werken ook allemaal.
Relatieve lonen voor vrouwen ten opzichte van die voor mannen
zijn overal sterk gestegen. Frappant genoeg heeft die verhouding
lange tijd 0,60 bedragen in vele landen. Er heeft in de Verenigde
Staten een button bestaan met de feministische aanklacht ,,59 cents
out of every dollar”. Deze Bijbelse norm 10) is inmiddels in vele landen verlaten, zij het niet in de VS. Overigens zijn dergeh’jke verhoudingsgetallen erg verhullend, en de suggestie van directe onderbeta-
sterk gestegen, vooral gedurende de jaren zeventig. De stijging die is
ling is misleidend. Het verschil in gemiddeld loon is voornamelijk
opgetreden in de gemiddelde deelname van vrouwen, komt overal
een compositie-effect: vrouwen zijn sterker vertegenwoordigd in
op rekening van de participatiestijging van gehuwde vrouwen, om-
relatief laag betaalde beroepen. Het beloningsverschil is dus eerder
dat de deelname van andere vrouwen (ongehuwde jongere en oudere vrouwen) gedaald is. De stijging van de participatie komt veelal
op rekening van de toename van deeltijdarbeid.
Met betrekking tot participatie van gehuwde vrouwen lijkt zich
een manifestatie van segregatie in de beroepen dan van beloningsdiscriminatie: in hetzelfde werk ontvangen vrouwen veelal hetzelfde salaris als een man, maar ze bereiken minder frequent de goed
betaalde banen 11).
nen per 1.000 vrouwen in de leeftijd 15-45, maar vervolgens is ge-
durende de jaren vijftig weer een stijging opgetreden. De na-oorlogse top werd bereikt in de vroege jaren zestig, daarna trad een
een neiging af te tekenen tot verdwijnen van het ,,kinderdal”. Het ty-
Er zijn per land op dit algemene beeld interessante aanvullingen
perende bimodale participatieprofiel naar leeftijd laat zien dat aanvankelijk, tot een leeftijd rond 25 jaar, de participatiegeneigdheid
oploopt met leeftijd. Daarna treedt een daling in tot 30 a 35 jaar,
veroorzaakt door de geboorte van kinderen. Rond 35 jaar stijgt de
te maken. Zo blijkt b.v. in de Verenigde Staten in de cohort moeders
geboren in 1934 op de leeftijd 29-38 een hogere opleiding te leiden
tot een lagere participatie. Dit kan er op duiden dat hoger opgelei-
participatie weer door de terugkeer naar de arbeidsmarkt omdat de
kinderen de schoolleeftijd hebben bereikt. Er zijn enkele aanwijzigingen dat dit typerende patroon nu wordt vervangen door een veel
vlakker profiel, waarin de komst van kinderen de moeder niet meer
direct van de arbeidsmarkt elimineert. Het is in dit verband instructief om het leeftijdsparticipatieprofiel van een land met een
hoge gemiddelde participatie, zoals de VS, te vergelijken met het
profiel van een land met gemiddeld lage participatie zoals Nederland 8). In figuur 1 doen we dat. Het blijkt dat Amerikaanse gehuwde vrouwen die beslist hebben na het beeindigen van nun opleiding te gaan werken, waarschijnlijk ,,permanent” op de arbeidsmarkt blijven. Alleen tegen het eind van hun loopbaan (na de leeftijd van 50 jaar) daalt hun participatie. De Nederlandse vrouwen
daarentegen participeren op jonge leeftijd, voor de kinderen, bijna
net zoveel als de Amerikaanse, maar verlaten met de kinderen de ar-
beidsmarkt. Een aantal onder hen (steeds meer) komt wel terug
maar er moet nog een en ander veranderen wil de Nederlandse situatie op de Amerikaanse situatie lijken.
Als vergelijkingsbasis kan, in plaats van de Amerikaanse, ook de
analoge Zweedse situatie gelden; in Zweden ligt het participatieprofiel zelfs nog hoger. Het vermoeden bestaat dat de zeer hoge participatieniveaus in Zweden op zijn minst voor een gedeelte te verESB 14-12-1983
5) CPB, Vooruitberekening van het trendmatig arbeidsaanbod tussen 1980
en 2010, Monografie 24, Den Haag, 1983.
6) Een kwart daarvan vrouwen, wat veel is voor een doorsnee economisch
congres, maar in dit geval gegeven het onderwerp niet zo onverwacht.
7) Het percentage werd meestal berekend als de verhouding van het aantal
werkende gehuwde vrouwen en het totaal aantal gehuwde vrouwen, gewoonlijk in het leeftijdsintervall5-65 jaar. De meetdatum is steeds in de buurt van
1980. Voor de exacte referentie moge verwezen worden naar het speciale
nummer van de Journal of Labor Economics dat hierover zal verschijnen.
8) Het profiel voor de US werd geinterpoleerd uit data van de Amerikaanse
bijdrage op het congres in Sussex, voor Nederland geiinterpoleerd uit data
voor 1979 in de Sociale Maandstatistiek, november 1981, biz. 70, staat 5.
9) Slechts 2-3% van de vaders die er voor in aanmerking komen maken hier-
van gebruik.
10) Leviticus27: ,,…danzaluwschattingzijn,vooriemandvanhetmannelijk
geslacht van twintig tot zestig jaar, — uw schatting zal zijn vijftig sikkels zilver,
naar den heiligen sikkel; maar indien het iemand van het vrouweh’jk geslacht
is, dan zal uw schatting dertig sikkels zijn”. Op de daarna gegeven differentiatie voor andere leeftijden zal bier niet worden ingegaan.
11) Voor de Nederlandse situatie in dit verband zie b.v. drs. J. J. Schippers,
Beloningsdiscriminatie van de vrouw in Nederland, ESB, 5 mei 1982, biz.
452-458.
1153
den de kwalileil van de opvoeding van hun kinderen erg belangrijk
vinden en daar dan ook tijd voor vrijmaken. In Italic blijkt het moei-
suur is dan voor vroilwen. Voor de oorlog zijn participatievoeten
van mannen nagenoeg constant, daarna treden veranderingen op,
lijk om le spreken van een kinderdal in hel participalieprofiel; na de
vooral na 1960; die veranderingen betreffen dan de jongeren en de
geboorte van de kinderen keren Italiaanse vrouwen gewoonweg niet
ouderen. Bij vrouwen treedt onder ouderen (tot 65) helemaal geen
verandering op, terwijl bij jongeren vanaf 1899 al trendmatige veranderingen zijn waar te nemen. Veranderingen voor vrouwen in de
meer terug naar de arbeidsmarkt. Een probleem apart ten slotte zijn
de ontwikkelingen in de Sovjetunie, waar de participatie bijna volledig is (meer dan 90%) en waar allewerkende vrouwen een volledige
baan hebben. Deeltijdbanen zijn niel beschikbaar, en men maakl
zich lhans zorgen over de gevolgen van deze silualie. De overbelasling van vrouwen (vanwege hel Iraditionele rollenpatroon in hel
huishoudelijk werk) wordt verantwoordelijk gesleld voor de lage
primaire leeftijdsgroep zijn wel beperkt tot de naoorlogse jaren, en
ook vooral tot na 1960.
De dalende participatie aan de uiteinden van de leeftijdsverdeling
hangt uiteraard samen met toenemende deelname aan voortgezet
onderwijs en pensionering en vervroegde uittreding in allerlei vari-
produkliviteit en de vlakke carrierelijn van vrouwen. Bovendien is
anten. Bij de vrouwen is dit patroon verweven met een andere ont-
men bezorgd over de zeer lage vruchlbaarheid en dus lage bevolkingsgroei.
wikkeling, getuige de slijgende participatie (die zich bij mannen nergens trendmatig manifesteert). Nadere beschouwing van die stijging
is mogelijk aan de hand van label 2, waarin een uitsplitsing is gegeven naar gehuwde en ongehuwde vrouwen. Uit label 2 wordt direct
duidelijk dal de stijging volledig op rekening komt van de gehuwde
De ontwikkelingen in Nederland
vrouwen. Terwijl bij ongehuwde vrouwen tussen 1960 en 1979 een
Hel perspeclief op zeer lange termijn biedl een aantal verrassende
gezichtspunten. In de Algemene Volkstellingl960(deel 10C, staat
1) worden deelnemingsgraden voor mannen en vrouwen gegeven
vanaf 1859 12). De tolale deelnemingsgraad, gedefinieerd als tolale
beroepsbevolking gedeeld door lolale bevolking, blijfl van 1859 lol
1979 nagenoeg constant op 38% (met variatie binnen een breedle
van 4 punlen). Gedurende 100 jaar, lol 1960, was de deelname van
mannen nagenoeg 59% en van vrouwen 18%; beide percenlages
bewogen zich ook binnen een breedle van 4 punlen. Bij de mannen
forse daling is opgelreden, vooral onder jonge vrouwen, is de deelname onder gehuwde vrouwen bijna verviervoudigd. Hier is de verandering niel beperkl tol jongeren, hoewel daar wel de zwaartepunien liggen. Voor de leeflijdscategorieen tot 50 jaar is minstens
een verdrievoudiging opgetreden, daarboven is het stijgingslempo
iels lager. De stijging is nog geprononceerder als alleen gelel wordl
op builenshuis verrichte betaalde arbeid, en de vrouwen die mee-
werken in het bedrijf van hun echtgenool dus builen beschouwing
blijven. Dan gaal hel om een stijging van 2% in 1947 naar 22% in
beginl na 1960 een daling, lol 53% in 1979, bij de vrouwen beginl
1979. Gehuwde vrouwen in 1947 werklen niel, of het moest samen
de stijging na 1971, tol 22% in 1979.
In label 1 zijn onlwikkelingen weergegeven van de deelnemingsgraden naar leeftijdscategorie. Daaruil blijkl hoe de stabilileil van
de geaggregeerde deelname de resultanie is van veranderingen in
met hun man zijn, in een agrarisch of winkelbedrijf. De forse stijging
die inmiddels is opgetreden, heeft zich vooral na 1960 voorgedaan
(in dat jaar ging het nog om 4%) 13). Een dergelijke explosie vraagt
deelname per leeftijdscalegorie en in de leeftijdsverdeling van de
bevolking. De deelname van mannen in de primaire leeftijdscategorie (25-49) is nagenoeg conslanl en bedraagl minimaal 95%. Bij
oudere mannen (50-64) wordl de constante deelname van 90% na
1960 gereduceerd tol 80% in 1975. Bij jongere mannen daall de
deelname vanaf 1947 voor de jongsle groep en vanaf 1960 voor de
20-24-jarigen. Het patroon voor vrouwen wijkt hier in een aanlal
opzichlen duideh’jk van af. In de primaire leeftijdscategorie (25-49)
uiteraard om een verklaring. Daarbij kan aansluiling worden gezochl bij de variabelen die reeds werden vermeld in hel internationaal waargenomen standaardpatroon: opleiding, kindertal, lonen
en inkomens.
Tabel2. Participatiegraden voor vrouwen naarleeftijden burgerlijke stoat, 1960-1979
Gehuwd
Niet gehuwd
Leeftijd
zien we niet de stabiliteil die voor mannen oplrad: de vooroorlogse
1960
slabilileil wordt gevolgd door een daling in 1960 en een duidelijke
stijging daarna. Bij de oudere vrouwen (50-64) is de deelname in
driekwart eeuw amper gewijzigd. De uittreding die bij mannen opIreedl na 1960 doet zich hier dus niel voor. Ook bij jongere vrouwen
wijkl hel beeld af van dal bij de mannen. Bij de jongsle groep wordl
de daling in de deelname voorafgegaan door een Irendmalige stijging, bij de 20-24-jarigen is sprake van een ononderbroken slijging
sinds hel begin van deze eeuw.
Vergelijking van de palronen voor mannen en vrouwen leert dus
dat de Iweede wereldoorlog voor mannen een veel belangrijker ce-
15-19
20-24
25-29
30-34
35-39
40-44
45-49
50-54
55-59
60-64
65+
Totaal
1971
1979
1960
1971
1979
55,9
79,5
77,0
72,4
68,4
63,4
57,5
27,7
74,4
77,7
71,4
64,8
60,5
55,5
13,4
12,5
33,9
19,5
1,2
7,2
8,0
8,1
7,2
5,6
3,2
0,9
24,2
29,2
18,3
15,6
17,0
17,4
16,6
14,6
11,0
6,1
1,7
43,0
56,1
34,5
39,2
23,8
4,1
51,2
83,5
78,9
70,7
64,6
62,5
55,6
47,4
36,8
24,0
2,6
49,0
43,9
34,9
6,8
15,2
25,3
49,6
48,5
8,1
6,7
28,2
31,5
30,7
25,5
19,4
12,8
6,4
0,9
Bron: Soctale Maandslalisliek, november 1981, biz. 70, staat 5.
Tabell. Arbeidsparticipatiegraden naar leeftijd en geslacht, 18991971
De deelname aan hel arbeidsproces is hoger naarmale hel oplei-
dingsniveau van de vrouw hoger is. De verschuiving in de bevolking
in de richling van hogere opleidingen zal dus ook kunnen leiden lol
^Leeftijd
Jaar ^^^
1899
1909
1920
1930
1947
14—19
20-24
25-39
36,5
40,9
44,7
48,8
48,7
42,9
46,2
46,9
22,4
1960
51,8
1971
41,5
50,3
50,7
52,8
55,9
40-49
50-64
18,3
16,1
17,0
20,7
16,5
22,8
16,8
18,6
16,3
15,1
16,9
13,5
17,0
18,9
21,2
22,6
23,6
17,8
23,9
65-69
70+
beroepsbevolking bedroeg 1,60 in 1960 en 2,81 in 1975 (voor man-
12,8
12,6
12,1
9,7
9,2
4,3
een loenemende gemiddelde deelneming. Hel gemiddeld aanlal jaren voortgezelie opleiding (na de lagere school) van de vrouwelijke
nen waren deze getallen 1,64 en 2,76) 14).
7,1
5,4
4,4
1,6
22
De vruchlbaarheid in Nederland vertoonl een palroon dal over-
eenkoml mel het inlernationaal waargenomen patroon sinds de
oorlog: eersl een geboortegolf, dan slabiel op een lager niveau lol in
de vroege jaren zeslig, en een duidelijk daling vanaf 1964. Hel aan-
lal levendgeboren kinderen per 1.000 vrouwen in de leeflijd 15-44
^XJ^eeftijd
Jaar^^.
bedroeg in de jaren 1947,1960,1971 en 1977: 122,102,83 en 57.
14—19
20-24
25-39
89,6
93,4
96,4
1947
71,9
73,4
74,1
72,4
66,0
1960
1971
55,1
35,4
1899
1909
1920
1930
94,8
93,2
92,2
91,2
85,1
40-49
50-64
96,0
97,4
97,1
97,7
98,3
96,4
90,7
90,6
91,3
88,4
89,5
91,1
85,1
95,7
97,9
98,0
97,8
98,1
97,2
Bron: CBS, Tachtig jaren statisliek in tijdreeksen, biz, 67, H15-H21.
1154
65-69
70+
12) Eigenlijk vanaf 1849, maar de cijfers voor dat jaar zijn slecht vergelijk-
63,9
57,8
68,9
59,5
51,7
33,2
baar.
36,9
30,0
23,9
11,6
11,4
13) Genoemde percentages zijn terug te vinden in tabel 3, onderdeel A verderop in de tekst en werden berekend in: J. Hartog en J. Theeuwes, The emergence of the working wife in Holland, Instituut voor Economisch Onderzoek,
EUR, Discussion Paper 8314/G. Dit paper is op verzoek verkrijgbaar bij het
Instituut.
14) Bron: J. Hartog, Tussen vraag en aanbod, Leiden, 1980, biz. 130.
De stabiliteit in de jaren vijftig en de versnelde dating sinds 1964 is
opmerkelijk parallel aan de waargenomen ontwikketing in de parti-
Tabel 3. Waargenomen en voorspelde participatiegraden van gehuwde vrouwen, 1947,1960,1971 en 1979
cipatievoet.
De index van de reele lonen is in de waarnemingsperiode sterk ge-
1947
1960
1971
1979
9,9
7,6
6,8
17,3
15,2
25,3
2,3
4,2
12,2
22,1
0,97
1,42
0,68
1,02
1,49
0,81
1,61
1,28
1,79
9,49
stegen, van 2,19 in 1947 naar 8,79 in 1978. Ook het relatieve loon
van vrouwen ten opzichte van het mannenloon is opgelopen. In de
Industrie liep dit percentage op van 62 in 1947 naar 78 in 1978; die
stijging heeft zich vooral na 1960 voltrokken (in de jaren vijftig heeft
rich zelfs een daling voorgedaan).
7. In reeel loon, mannen (in gld. van 1979)
8. Reeel niet-arbeidsinkomen per huishouden
Men kan op vele manieren trachten al deze invloeden te kwanlificeren. De methode die door ons is toegepast, behelst het schatten
van een arbeidsaanbodmodel uit dwarsdoorsnedegegevens. De
daarin verkregen gedragsparameters kunnen dan gebnrikl worden
voor de verklaring van de ontwikkelingen in de tijd 15). Wat we
daarvoor onder meer nodig hebben rijn de substitutie- en
inkomenselasticiteiten waarover we het in het begin van dit artikel
hadden. Deze elasticiteiten en andere parameters worden geschat
met behulp van een probitmodel 16). Het model verklaart de participatiekans van gehuwde vrouwen uit het aantal kinderen in de leeftijd 0-5 en in de leeftijd 6-11, uit de loonvoet van de man en die van
de vrouw, uit het overig inkomen van het huishouden, uit het al dan
niet voorkomen van relatief hoge hypotheeklasten, uit urbanisatieen regionale dummies, en uit de leeftijd van de vrouw. Het model is
geschat op de gegevens uit het Aanvullend Voorzieningenonderzoek 1979 van het SCP, op basis van 2.812 waarneraingen.
In het geschatte model hebben alle variabelen een significante invloed op de participatiekans. Jonge kinderen (0-5 jaar) verlagen de
participatiekans veel meer dan iets oudere kinderen (6-11 jaar).
Relatief hoge hypotheeklasten doen de kans op participatie toenemen. Gehuwde vrouwen in het westen en in andere geurbaniseerde
gebieden hebben een hogere kans op participatie dan in andere gebieden. De participatiekans daalt met de leeftijd. Op basis van ons
model komen we tot de volgende elasticiteiten 17):
echtgenoot
– 0,31;
– 0,02.
Hiennee wordt nogmaals de verklaring van de paradox van de
participatie-explosie geillustreerd. De positieve eigen loon- of substitutie-elasticiteit is vele malen groter dan de negatieve kruiselingse- en inkomenselasticiteiten. Deze positieve eigen loonelasticiteit kan worden gezien als de motor van de toegenomen participatie
na de oorlog. Zoals we zo dadelijk zullen zien, is die motor sterk genoeg om ^achterwaarts” te voorspellen. Vergeleken met de elasticiteiten die door andere congresdeelnemers werden gevonden is de
Nederlandse loonelasticiteit erg hoog. De substitutie-elasticiteiten
in andere landen varieerden van bijna nul in Japan tot 1,4 hi Duitsland met een soort van gemiddelde rondom 0,6. Onze Nederlandse
schatting voor de eigen loonelasticiteit is ruim drie keer zo hoog
(onze schattingen voor de andere elasticiteiten, hoewel ook wat aan
de hoge kant, wijken niet zo sterk af). In een soortgelijke analyse
(zelfde data, andere aanpak) vonden P. S. A. Renaud en J. J. Siegers
ook een hoge eigen-loonelasticiteit, namelijk 1,87, en een bijna
identieke kruiselingse elasticiteit, namelijk -0,36 18).
De resultaten van onze schatting met de dwarsdoorsnededata uit
1979 hebben we vervolgens gebruikt voor een ,,achterwaartse voorspelling”. Hiervoor hebben we gebruikgemaakt van de geschatte
probitcoefficienlen en van de waargenomen veranderingen in een
aantal verklarende ,,sleutelvariabelen”. De verklarende variabelen
die we voor een economische verklaring van de opkomst van de gehuwde werkende vrouw bijzonder belangrijk hebben gevonden zijn:
het aantal kinderen, de reele loonvoeten en het reele niet-arbeidsinkomen. De invloed van het gestegen gemiddelde onderwijsniveau
op de participatie meten we indirect via de stijging in de relatieve
loonvoet voor vrouwen. Het terugvoorspellen doen we voor de jaren 1971,1960 en 1947. Dat zijn de enige jaren waarvoor we konden beschikken over observaties voor de relevante nationale of geaggregeerde variabelen (of waarvoor we minstens bij benadering
konden meten wat we wilden). Deze data staan in deel A en B van
label 3.
ESB 14-12-1983
(in gld. van 1979 x 1.000)
30,6
1,37
0,46
1,20
2,09
2,43
2,43
2,68
14,62
15,81
11,26
21,0
22,0
21,6
22,9
11,6
C. Voorspelde participatiegraden a)
9.
10.
11.
12.
13.
Aantal kinderen 0-5
aantal kinderen 6-11
Eigen reele loonvoet
Reele loonvoet man
Reeel niet-arbeidsinkomen
14. Totaal effect (alle variabelen aangepast)
20,5
22,7
0,3
33,5
23,8
0,9
30,7
23,6
23,5
0,7
1,5
11,4
25,3
23,6
Bron: Voor methode van berekenen, databronnen en discrepanties tussen variabelen in het schattingsmodel en de nationale gemiddelden, zie on2e IEO Discussion paper 8314/G.
a) Particle effecten (telkens een variabele aaogepast).
De te verklaren variabele in onze probitvergelijking is de kans dat
een gehuwde vrouw (tussen 23 en 60 jaar) hi loondienst is; dus we
laten de gehuwde vrouwen die meewerken in de zaak van de man
buiten beschouwing 19). We wilden dan ook de corresponderende
nationale participatiegraden in de vermelde periode voorspellen.
De participatiegraden die we zochten rijn niet exact te vinden. In
deel A van label 3 proberen we de ideale data op een aantal manieren te benaderen. Regel 3 is waarschijnlijk hel dichlsl in de buurt van
wal we zoeken. Deze regel maakl duidelijk dal de participatie in Nederland van gehuwde vrouwen in loondienst in de na-oorlogse periode is gestegen van bijna niets tol bijna een kwart. Deze regel willen
we mel onze achlerwaartse voorspelling reconslrueren.
De berekeningen zijn gebaseerd op simulatie waarbij voor de
+ 1,99;
— kruiselingse elasticiteit van het loon van de
— inkomenselasticiteit
1. Alle gehuwde vrouwen, 20-59 jaar
2. Alle gehuwde vrouwen, ouder dan 14 jaar
3. Alle gebuwde vrouwen, ouder dan 14 jaar
exclusief meewerkende echtgenoten
B. Verklarende variabelen
4. Aantal kinderen 0-4 per gehuwde vrouw 15-44
5. Aantal kinderen 5-14 per gehuwde vrouw 15-44
6. In reeel loon, vrouwen (in gld. van 1979)
Een verklaring achteraf
— eigen loon- of substitutie-elasticiteit
A. Waargenomen participatiegraden
huishoudens van onze steekproef de individuele data rijn aangepast
volgens de onlwikkelingen in de nationale gemiddelde waarden van
de verklarende variabelen (regels 4 l/m 8). Regels 9 lol en met 13
geven de partiele eff eclen weer. Hierbij simuleren we telkens hel effect op de gemiddelde participatiegraad van de verandering van een
van de verklarende variabelen. Regel 14 geeft het totale effect dat
ontslaal wanneer we alle 5 verklarende variabelen lerzelfder lijd
veranderen. Deze regels dienen steeds vergeleken le worden met regel 3 die we op deze manier willen reconstrueren.
De uitkomslen, weergegeven in deel C van label 3, rijn opvallend
goed. De afwezigheid van werkende vrouwen in 1947 wordt geheel
voorspeld alsmede de vennelde stijging van de deelname na 1960.
De conclusie luidl dus dal een arbeidsaanbodmodel met parameters
geschal in 1979, de participalie-onlwikketing lussen de vier waar15) Omdat de noodzakelijke tijdreeksen over arbeidsmarktparticipatie in
Nederiand ontbreken is dit waarschijnlijk ook wel de enige mogelijke empiri-
sche methode om de participatie-explosie in de tijd te verklaren. Men moet
zich echter terdege bewust blijven van de hachelijkheid van een onderneming
waarbij gedragspartners, geschat op een punt in de tijd, gebruikt worden om te
extrapoleren in de tijd. Slechts wanneer in de toekomst andere doorsneegegevens worden gebruikt voor dezelfde exercitie zullen we enige zekerheid krijgen over de stabiliteit van de gedragscoefficienten en inzicht verwerven in de
betrouwbaarheid van de hier gepleegde extrapolatie.
16) Een technische toelichting op het geschatte probit-model is te vinden in
onze eerder genoemde Discussion Paper 8314/G. Bij de schatting van de
loonvoetvergelijking voor vrouwen is Heckmans correctie voor selectiviteitsonzuiverheid (Econometrica, 1979) toegepast. In een eerdere Discussion Pa-
per (J. Hartog en J. Theeuwes, Participation, hours of work and fertility in the
Netherlands: some stages in the life-cycle, Instituut voor Economise!) Onderzoek, DP 8307/G, april 1983) hebben we op hetzelfde datamateriaal de
schattingstechniek uit een eerder artikel van J. Heckman (Econometrica,
1974) toegepast. In dit paper hebben we tevens onderscheid gemaakt tussen
de participatiebeslissingen in verschillende levensfasen.
17) Dit zijn de bruto Marshalliaanse aanbodelasticiteiten en niet de gecompenseerde Hicksiaanse elasticiteiten.
18) P. S. A. Renaud en J. J. Siegers, Het aanbod van arbeid door gehuwden,
ESB, 8 juni 1983, biz. 507-510. Het betreft hier de elasticiteiten van de arbeidsmarktparticipatie, niet van de arbeidstijd in uren.
19) Voor meer details over de gebruikte data en de werkwijze bij deze terugvoorspellingsexcercitie zie onze hierboven vermelde lEO-discussion paper
8314/G.
1155
nemingsjaren van 1947 tot 1979 kan verklaren uit ontwikkelingen
treft, mag men een stijging van de werkloosheid verwachten. De ge-
in kindertal en loon- en inkomensvariabelen. Verreweg de belangrijkste invloed is die van de eigen reele loonvoet 20).
Uit de particle effecten in tabel 3 mag niet worden afgeleid dat
veranderingen in vruchtbaarheidspatronen een geringe invloed
registreerde werkloosheid in procenten van de afhankelijke beroepsbevolking was tot 1975 voor vrouwen niet hoger dan voor
mannen. Dit suggereert dat tot die tijd het toegenomen aanbod van
vrouwen weinig problemen heeft ervaren bij het vinden van een
hebben op het waargenomen participatiegedrag. Ons experiment
baan: er was voldoende werkgelegenheid, en aanbodontwikkelin-
meet namelijk maar een aspect van de vruchtbaarheid. In onze berekeningen worden de kindertallen in gezinnen met kinderen aangepast aan veranderingen in het gemiddeld aantal kinderen in de gege-
gen zijn niet gefrustreerd ten gevolge van rantsoenering door de
ven leeftijdsintervallen in Nederland. Deze effecten zijn betrekke-
door het negeren van restricties op het aanbodgedrag.
hjk gering, zo blijkt. Gegeven het feit dat er kinderen zijn, heeft het
aantal kinderen niet zo’n grote invloed. Onze procedure kon geen
Bij het maken van onze achterwaartse voorspellingen zijn we impliciet uitgegaan van de veronderstelling van constante voorkeuren.
rekening houden met veranderingen in het aantal gezinnen met mil
Er wordt in discussies van de stijgende participatie van vrouwen
vraagzijde. In 1979, het jaar van onze parameterschattingen, kan dit
anders zijn geweest. Onze schattingen kunnen dus vertekend zijn
kinderen in de aangeduide leeftijdsklasse. De proportie gezinnen
nogal eens de nadruk gelegd op de veranderende preferenties: een
waarin nooit kinderen worden geboren, zal niet zo erg veel veran-
toegenomen voorkeur voor arbeid buitenshuis 24). In de neoklassieke theorie zoekt men daarentegen verklaringen van verschijnse-
derd zijn, maar door uitstel en concentratie van geboorten, zullen bij
waarneming op een bepaald moment in de tijd relatief meer gezin-
len in reactie op veranderde prijzen en in meetbare veranderingen in
nen zonder kinderen worden aangetroffen dan vroeger. Het effect
technologic (b.v. in de gestegen arbeidsproduktiviteit van huishou-
hiervan kan worden aangeduid door berekeningen die we met ons
model hebben gemaakt voor een z.g. standaardvrouw (32 jaar oud,
geen kinderen, uitgebreid lagere opleiding, echtgenoot met mediaan loon, gemiddeld niet-arbeidsinkomen, hypotheeklasten boven de mediaan, wonend in een stad in het Westen). Haar voor-
delijk werk, door toenemende kapitaalintensiteit). Men kan hierin
spelde kans op participatie is 0,70. Als de vrouw een kind heeft in de
leeftijdsklasse 0-5 daalt deze kans tot 0,29, bij twee kinderen tot
0,05. Een kind in de lagere-schoolleeftijd zou haar participatiekans
doen dalen tot 0,52. Deze uitkomsten maken duideh’jk dat een zeer
grote invloed op participatie wordt uitgeoefend door het al dan niet
hebben van (jonge) kinderen. De periode met jonge kinderen is in
Nederland uitgesteld en geconcentreerd in de loop van de tijd, en dit
heeft ongetwijfeld sterke invloed. Aan kwantificering van die invloed over de tijd zijn we echter nog niet toegekomen.
Een fors negatief effect van kinderen zou ook van pas komen bij
de verklaring van de verschillen in participatie tussen Nederland en
andere vergelijkbare landen zoals b.v. Duitsland. Nederland zit nog
steeds op een hoger vruchtbaarheidsniveau dan Duitsland. Uit het
Demographic Yearbook 1976 blijkt dat in 1976 de totale vruchtbaarheid in Nederland nog steeds 3,06 was en in Duitsland slechts
0,94 21). Een dergelijk vruchtbaarheidsverschil gecombineerd met
een fors effect van kinderen op participatie zou ons al een heel eind
op weg helpen om de verschillen tussen Nederland en Duitsland (en
andere landen) te verklaren.
Andere verklaringen
De verklaring van de waargenomen ontwikkelingen in de boven-
staande alinea’s gaat alleen maar uit van de aanbodzijde en is duideh’jk onvoldoende. Bij een stabiele vraagzijde zou een dergelijk om-
vangrijke uitbreiding van het aanbod hebben moeten leiden tot een
forse loondaling, volgens het orthodoxe vraag- en aanbodmodel.
De waargenomen loonontwikkeling is echter precies andersom geweest: een stijging van zowel het reele loon voor vrouwen als zodanig en van het vrouwenloon ten opzichte van het mannenloon. Bin-
nen het orthodoxe model moet een verklaring hiervoor worden gezocht in een simultane verschuiving van de vraagcurve. Omdat de
participatiegraad vooral na 1960 is toegenomen, moet juist in diejaren de vraagcurve flink zijn verschoven. Dit kan heel goed het geval
zijn geweest, gelet op de overspannen arbeidsmarkt in de vroegeja-
ren zestig. Schaarste aan mannelijk personeel kan ondernemingen
hebben aangezet tot intensievere recrutering onder vrouwen. Onderzoek van Van Mourik, De Poel en Siegers 22) wijst echter niet in
die richting. De beroepssegregatie is tussen 1971 en 1979 amper gewijzigd, en van de groei van de vrouwelijke beroepsbevolking is
slechts 16% terechtgekomen in beroepen waarin raannen in 1971
overheersen. De groei van de vrouwelijke beroepsbevolking moet
dus geconcentreerd zijn in traditioneel vrouwelijke beroepen: verzorgende beroepen, dienstverlening, overheid. Een toegenomen
vraag in de kwartaire sector is evident; in een aantal andere traditioneel vrouwelijke beroepen, zoals in de textielnijverheid, is de
vraag echter scherp gedaald. Goed empirisch onderzoek op dit ge-
bied in Nederland ontbreekt echter 23).
Een andere indicatie omtrent de relatieve betekenis van vraag- en
aanbodverschuivingen is te ontlenen aan de werkloosheidsontwikkeling. Als de aanbodontwikkeling de vraagontwikkelingen over1156
vrij ver gaan. Ogenschijnlijk exogene veranderingen in overheids-
maatregelen, zoals in het fiscale regime tegenover werkende vrouwen, kunnen hiermee in verband worden gebracht. De druk om institutionele veranderingen tot stand te brengen, zal stijgen op het
moment dat de instituties als knellend worden ervaren door veranderingen in reele onderliggende variabelen, en daarmee in optimaal
gedrag.
Veranderde preferenties zijn pas een bruikbare verklaringsgrond
voor waargenomen verschijnselen, indien onafhankelijke meting
van preferenties mogelijk is. Pas dan kan toetsing van verbanden
plaatsvinden. Onderzoek op dit terrein staat nog in de kinderschoenen 25). Interessant in dit verband zijn overigens de ervaringen in
Israel. Ten gevolge van de immigratie uit zeer verschillende culturen
kan daar de invloed worden nagegaan van de achtergronden waarin
verschillende vrouwen zijn opgegroeid. Er blijkt dan aanvankelijk
een duideh’jk verschil in participatiegedrag van vrouwen afkomstig
uit verschillende culturele sferen. Voor een groot deel zijn die verschillen toe te schrijven aan verschillen in verklarende variabelen,
zoals genoten opleiding. Bovendien blijkt dat die verschillen in participatiegedrag verdwijnen naarmate de vrouwen langer in Israel
verblijven. Een interpretatie hiervan is dat die vrouwen uiteindelijk
op dezelfde wijze reageren op de gegeven economische omstandigheden, en derhalve beschreven kunnen worden met dezelfde preferentiestructuren. Een soortgeh’jke situatie deed zich voor in het naoorlogse West-Duitsland met immigranten uit wat nu de Oostbloklanden zijn.
In de verklaring van de veranderde participatie is de voorspelling
achterwaarts uitgevoerd met 1979 als uitgangspunt. Deze procedure is niet direct omkeerbaar. Een zelfde voorspelling vanuit 1947
zou waarschijnlijk weinig succesvol zijn geweest. In dat jaar was de
participatie van gehuwde vrouwen aan betaalde arbeid buitenshuis
te verwaarlozen. Pogingen tot schatting van gedragsreacties op kindertal en loonvoeten zouden dus op niets zijn uitgelopen. Het is wel
denkbaar dat men succes had gehad met schatting op waarnemingen die niet beperkt waren tot gehuwde vrouwen. Men kan de naoorlogse ontwikkelingen namelijk gestyleerd als volgt weergeven.
In 1947 verliet een gemiddelde vrouw op 14- a 15-jarige leeftijd de
school, ging enige jaren werken, en trouwde vervolgens. Op het mo20) Op basis van dezelfde data (AVO 79) maar met een verschillend model
en met een verschillende voorspelmethode komen P. S. A. Renaud en J. J.
Siegers in nun eerder geciteerd £5B-artikel ook tot een bijna perfecte verklaring van de ontwikkelingen sinds 1960, door de geschatte loonelasticiteiten te
vermenigvuldigen met de veranderingen in mannen- en vrouwenlonen.
21) Demographic Yearbook, 1976, tabel II, United Nations, New York,
1977.
22) A. van Mourik, Th. J. de Poel en J. J. Siegers, Ontwikkelingen in de beroepssegregatie tussen mannen en vrouwen in de jaren zeventig, ESB, 6 juli
1983, biz. 597-600.
23) A. F. de Vos, Deelname van vrouwen aan het arbeidsproces, Een econometrisch onderzoek naarde rol van vraag- en aanbodfactoren, Monografie,
Interfaculteit Econometric, Vrije Universiteit Amsterdam, maart 1981, heeft
een aanzet gegeven om vraag- en aanbodfactoren te scheiden.
24) Zie bij voorbeeld de readies op een artikel over arbeidsmarktparticipatie
van vrouwen door Hartog, in Het Economenbladvan 29 juni 1983.
25) Interessant werk op het terrein van de voorkeursvorming en voorkeursafhankelijkheid is dat van A. Kapteyn, S. A. van de Geer, H. van de Stadt en
T. J. Wansbeek, An econometric analysis of preference interdependence and
demand analysis, onderzoeksrapport, KHT, 1983.
ment van trouwen werd de band met de arbeidsmarkt doorgeknipt
en begon de opbouw van een gezin. In 1979 komen vrouwen op latere leeftijd van school, trouwen, maar stoppen niet meteen met
werken: de arbeidsperiode voorafgaande aan de komst van kinderen valt nu binnen het huwelijk. Een model dat niet beperkt is tot gehuwde vrouwen, had in 1947 een fertiliteitsreactie kunnen meten.
Figuur 2. Voorspelde deelnemingspercentages naar leeftijd voor gehuwde vrouwen van 1979 en 2010
Partidpalie-
griadin
procenlefl
. 1979
. 2010
Zo’n reactie moet verscholen liggen in de huwelijksleeftijd: vrouwen die willen werken, trouwen later. De huwelijksleeftijd zou dus
endogeen moeten zijn. Dit sluit aan bij onze opmerkingen in de in-
leiding dat een simultaan model geboden is waarin beslissingen over
vruchtbaarheid, scholing, participatie en huwelijk geintegreerd
worden behandeld.
Vooraitblik
Door het presidium van de Centraal Economische Commissie
werd eind vorig jaar een nota gepresenteerd inzake de sociaal-economische problematiek op middellange termijn ten behoeve van het
kabinet. Dit was een van de eerste gelegenheden dat Freia in de voile
percentages voor gehuwde vrouwen in 1979 en in 2010 is te vinden
openbaarheid kwam. De nota bevatte echter ook een herziening van
de trendmatige groei van de beroepsbevolking voor de periode
in figuur 2 28). Het leeftijdsparticipatieprofiel voor gehuwde vrou-
1983-1986. In plaats van op 1% per jaar werd de groeivoet nu op
li% per jaar geraamd (biz. 8). Dezeinternationaalgezienzeerforse
groeivoet van de beroepsbevolking is een van de paraplu’s waaronder de regering kan schuilen om haar machteloosheid ten opzichte
van de forse werkloosheidstoename in Nederland te verklaren.
De herziening van de groeivoeten van het arbeidsaanbod is ge-
vorige arbeidsprognose van het CPB is slechts vijf jaar oud, maar
een nieuwe bevolkingsprognose van het CBS en het beschikbaar ko-
dering van de oudste participanten (60-64 jaar) is de verticale verschuiving groter voor oudere leeftijdsgroepen dan voor jongeren.
Dit is te wijten aan het cohorteffect: de jongere vrouwen van nu zullen straks als ze ouder zijn meer participeren dan de oudere vrouwen
nu.
Hoe ingenieus de extrapolatie ook moge zijn uitgevoerd, het is en
blijft een wat mechanische berekening. De gevonden theoretische
verbanden hebben er weinig invloed op. Men zou zich een andere
voorspellingswijze kunnen indenken waarin op basis van exogene
ontwikkelingen van kinderaantallen, opleidingsniveaus, economische groeicijfers en gebruik makend van een geschat model de
men van gegevens uit de Arbeidskrachtentellingen (AKT) van 1977
toekomst wordt voorspeld zoals wij hierboven het verleden hebben
en 1979 noopten het Planbureau tot een herberekening.
De toename van de participatie van vrouwen op de arbeidsmarkt
is een van de redenen waarom de nieuwe aanbodprognose hoger ligt
dan de vorige. Uit de bevolkingsprognoses van het CBS volgt dat er
in de toekomst minder vrouwen zullen huwen dan gedacht werd in
de vorige bevolkingsprognose. Gemiddeld ligt de participatiegraad
voor ongehuwde vrouwen nog steeds hoger dan van gehuwde vrouwen. Deze demografische verschuiving veroorzaakt dan ook een extra toename van het aanbod.
gereconstrueerd. Misschien komt er dan voor Nederland in 2010
een participatieprofiel uit dat hoog en vlak verloopt zoals het profiel
van de VS in figuur 1. Dat valt moeilijk te zeggen als we niet echt
deze modelmatige voorspelling uitvoeren. Maar een volgend ver-
baseerd op publikaties van het CPB. In een onlangs verschenen mo-
nografie van het Planbureau 26) wordt de vooruitberekening van
het trendmatig arbeidsaanbod tot in de volgende eeuw herzien. De
wen schuift in dertig jaar tot 2010 langzaam naar boven. Met uitzon-
moeden durven we toch nu reeds naar voren te schuiven. Waar-
schijnlijk zal de participatie van gehuwde vrouwen toch nog sneller
gaan stijgen dan momenteel door het CPB wordt verwacht. Twee
redenen zijn hiervoor te geven:
1. de relatieve achterstand die Nederlandse vrouwen nog steeds
Maar ook de toegenomen participatie van gehuwde vrouwen in
hebben ten opzichte van vrouwen in andere industrielanden; en
het arbeidsproces heeft een sterke invloed op het trendmatig arbeidsaanbod. In de periode 1981-1985 zal het arbeidsaanbod vanwege het gestegen deelnemingspercentage toenemen met gemid-
2. de relarief hoge loonelasticiteit die wij in ons onderzoek vonden
deld 12.000 arbeidsjaren per jaar. In de periode 1986-1990 wordt
een nog iets hogere groei verwacht (gemiddeld 13.000 arbeidsjaren
aanbod per jaar) 27). De CPB-monografie gaat in hoofdstuk 2 in op
een aantal factoren die een rol hebben gespeeld bij de toegenomen
participatie van gehuwde vrouwen. Drie factoren krijgen daarbij bijzondere aandacht:
– het onderwijsniveau;
– de duur van het huwelijk bij de eerste geboorte, alsmede het aantal
en de leeftijd van de thuiswonende kinderen; en
– de beschikbaarheid van deeltijdbanen.
De eerste twee elementen zijn ook in onze probitanalyse zeer significant (zij het dat in ons model de invloed van genoten onderwijs
loopt via de loonvoet). Het vraagzijde-element ^beschikbaarheid
van deeltijdbanen” komt niet in ons aanbodmodel voor, maar we
onderkenden hierboven reeds het grote belang van de vraagzijde en
komen hierop zo dadelijk terug.
De theoretische analyses van hoofdstuk 2 van de CPB-monogra-
fie worden echter niet rechtstreeks gebruikt bij de vooruitberekeningen in hoofdstuk 3. Daar worden de deelnemingspercentages
van gehuwde vrouwen met behulp van een trendextrapolatie van de
deelnemingspercentages uit de Volkstelling van 1971 en de AKT’s
van 1975 en 1979 tot in 2010 doorgetrokken. De trendextrapolatie
en die toch wijst op een sterke gevoeligheid van de Nederlandse
gehuwde vrouwen voor de geboden mogeh’jkheden op de arbeidsmarkt.
Het enige wat nu en misschien wel in de rest van de jaren tachtig
een forse toename tegenhoudt, is de belabberde arbeidsmarktsituatie. Het blijkt uit Internationale ervaring dat deelname-percentages
snel naar permanent hogere niveaus stijgen in perioden van groeiende arbeidsvraag. Op basis van deze ervaring mag men verwachten
dat, wanneer in Nederland de arbeidsmarkt zal opleven, de Nederlandse vrouwen in groten getale zullen toestromen om te doen wat
hun buurvrouwen over de grenzen reeds jarenlang doen: participeren.
Zoals gezegd, dit is slechts een vermoeden. Een goed onderbouwd arbeidsmarktmodel waarin huwelijk- en vruchtbaarheidsbeslissingen, scholings- en opleidingsbeslissingen en participatiebeslissingen met elkaar worden geintegreerd en waarbij liefst ook
vraagzijdefactoren worden betrokken, zou de grote onzekerheid
van dit vermoeden kunnen verminderen. Er bestaan plannen bij het
CBS voor.een sociaal-economisch panel dat in de nabije toekomst
de ideale gegevens zou kunnen leveren om een dergelijk model te
schatten. Er bestaan samenwerkingsplannen tussen een aantal onderzoekers van vier universitaire centra om aan dat model te
werken. Misschien komen we zo ooit nog eens te weten of gehuwde
vrouwen echt onstuitbaar op de arbeidsmarkt blij ven toestromen tot
in het jaar 2000.
gebeurt vrij ingenieus en is gebaseerd op de longitudinale ontwikkeling van leeftijdscohorten van telkens vijf jaar. B.v. de leeftijdscohort 15-19 jaar in de Volkstelling 1971 behoort tot de leeftijdsklasse 20-24 jaar in de AKT 1975 en tot de klasse 25-29 jaar in de
AKT 1979. De longitudinale ontwikkeling van de cohort wordt dan
loop Hartog
Jules Theeuwes
vanuit deze drie observaties in de toekomst geextrapoleerd. Het re-
26) CPB, op. cit.
27) CPB, op. cit., label 18, 48.
sultaat van deze wijze vaa vooruitberekening op de deelnemings-
28) Cijfers komen van het CPB, op. cit., bijlage V, biz. 22, gehuwde vrouwen.
ESB 14-12-1983
1157