De oorzaak van de werkloosheidsstijging in 2013 ligt niet zozeer in een afname van de werkgelegenheid, als wel in een sterke toename van het arbeidsaanbod.
ESB Arbeidsmarkt
Arbeidsmarkt
De oploop van de
werkloosheid verklaard
De werkloosheid is in 2013 harder opgelopen dan verwacht. Op
basis van drie econometrische modellen kan worden geconcludeerd dat de oorzaak van deze onverwachte stijging niet zozeer
een afname van de werkgelegenheid is, zoals vaak wordt gedacht,
maar vooral een sterke toename van het arbeidsaanbod.
Hugo Erken
Beleidsmedewerker
bij het Ministerie
van Sociale Zaken en
Werkgelegenheid
Maurice Doll
Beleidsmedewerker
bij het Ministerie
van Sociale Zaken en
Werkgelegenheid
Max Raterink
Beleidsmedewerker
bij het Ministerie
van Sociale Zaken en
Werkgelegenheid
D
e periode van laagconjunctuur waarin
de Nederlandse economie zich sinds het
uitbreken van de kredietcrisis bevindt,
heeft duidelijk haar weerslag op de arbeidsmarkt. In vijf jaar tijd, sinds augustus
2008, is de werkloosheid opgelopen met bijna 400.000 personen. In november was 8,2 procent van de beroepsbevolking
die ten minste twaalf uur per week wil en kan werken werkloos. De meest recente verwachting van het Centraal Planbureau (CPB, 2013a) is dat de werkloosheid in 2014 nog verder
door zal stijgen naar gemiddeld negen procent. De vraag is
waarom de werkloosheid in Nederland in 2013 zo hard is
gestegen, of dit in overeenstemming is met de ontwikkeling
van de economie en welke factoren bijgedragen hebben aan
de snelle oploop van de werkloosheid.
sterke werkloosheidsstijging in 2013
Een eerste vraag die beantwoord moet worden is of de werkloosheid zich ten opzichte van de conjuncturele situatie op
onverwachte wijze heeft ontwikkeld. De Amerikaanse econoom Arthur Okun heeft veel bekendheid gekregen met
zijn studies naar het verband tussen economische groei en
werkloosheid (Okun, 1962). De door Okun geschatte ver42
gelijking, die later te boek is komen te staan als de Wet van
Okun, had als resultaat dat een stijging van de economische
groei met drie procent zou leiden tot een daling van de werkloosheid met één procentpunt.
De initiële vergelijking van Okun houdt onvoldoende
rekening met evenwichtsherstellende mechanismes op de arbeidsmarkt. Gordon (2010) heeft daarom de Wet van Okun
afgeleid uit een langetermijnmodel, waarin wel expliciet rekening wordt gehouden met het feit dat de arbeidsmarkt
naar een langetermijnevenwicht tendeert, de zogenoemde
evenwichtswerkloosheid. Op basis van Gordon (2010) is een
foutencorrectiemodel voor Nederland geschat (kader 1). Dit
foutencorrectiemodel wordt model 1 genoemd, waarbij zowel
een korte- als een langetermijnrelatie wordt geschat tussen de
werkloosheid en het bruto binnenlands product (bbp). Om
model 1 te schatten worden werkloosheids- en bbp-cijfers
van het CBS tot en met 2012 gebruikt, aangevuld met bbpramingen uit de MEV-raming van het Centraal Planbureau
(CPB, 2013b). Gegevens over de evenwichtswerkloosheid zijn
afkomstig van de Economic Outlook Database van de OESO
(van juni 2013). Model 1 is geschat met behulp van cijfers conform de internationale definitie van de werkloosheid, omdat
alleen data voor de evenwichtswerkloosheid beschikbaar zijn
volgens deze definitie.
De resultaten van de schattingen zijn weergegeven in kader 1. Een stijging van één procentpunt van het bbp resulteert
in een daling van de werkloosheid met 0,14 procentpunt in
datzelfde jaar. Ook in de jaren erop hebben bbp-veranderingen invloed op de werkloosheid. Het afslanken van het personeelsbestand of het invullen van vacatures neemt immers enige
tijd in beslag. Het effect in het daaropvolgende jaar is –0,32
procentpunt. Het langetermijneffect van een bbp-stijging met
een procentpunt op de werkloosheid is –0,59 procentpunt.
Het foutencorrectiemechanisme impliceert dat afwijkingen
van de evenwichtswerkloosheid in één jaar voor ruim 38 procent teniet worden gedaan.
Om de ontwikkeling van de werkloosheid te voorspel-
De auteur heeft verklaard dit artikel alleen te publiceren in ESB en niet elders
te publiceren in wat voor medium dan ook. Het is wel toegestaan om het artikel voor eigen gebruik
en voor publicatie op een intranet van de werkgever van de auteur aan te wenden.
Jaargang 99 (4677) 24 januari 2014
Arbeidsmarkt ESB
len aan de hand van model 1, wordt de relatie eerst voor de
periode 1971–2008 geschat met behulp van realisatiecijfers
om vervolgens out-of-sample de crisisperiode 2009–2014 te
voorspellen. Zodoende kan worden bepaald of de werkloosheidsontwikkeling in overeenstemming is met de reactie van
de arbeidsmarkt zoals deze zich normaliter voordoet in een
periode van laagconjunctuur. In figuur 1 zijn de realisaties en
verwachte waarden voor de crisisjaren 2008–2014 weergegeven op basis van model 1. Model 1 verwacht dat de werkloosheid in 2011 0,75 procentpunt hoger zal liggen dan feitelijk
het geval was. Voor 2012 zijn de voorspelling en de realisatie
weer nagenoeg gelijk. De versnelling van de werkloosheid zoals die zich in 2013 heeft voltrokken (de realisatie tot en met
november is weergegeven door een rode punt) vormt echter
de keerzijde van de medaille: de werkloosheid, zoals geraamd
door het CPB (2013b) in de MEV 2014, zou in 2013 en 2014
respectievelijk 1 procentpunt en 1,1 procentpunt hoger uitkomen dan op basis van model 1 zou worden verwacht. Dit
komt neer op ruwweg 90.000 “onverklaarde†werklozen.
De ontwikkeling van de werkgelegenheid
De hoge werkloosheid wordt in de media en bijvoorbeeld door
het CBS nadrukkelijk gekoppeld aan een toenemend aantal
ontslagen en een verminderde vraag naar arbeid (CBS, 2013;
NOS, 2013). De vraag is echter of deze werkgelegenheidsdaling te verwachten was op basis van de economische krimp in
2013. Dit wordt onderzocht met behulp van model 2, waarin
een verband wordt geschat tussen economische groei en de
procentuele mutatie van de werkgelegenheid gemeten in werkzame personen (kader 1).
De gegevens zijn afkomstig van het CBS voor de periode
1976–2012. Gegevens van het CBS omtrent de werkzame
beroepsbevolking zijn voor een langjarige tijdreeks alleen
beschikbaar conform de nationale definitie van de beroepsbevolking. De waarden van de werkloosheid en het bbp voor
2013 en 2014 zijn afkomstig uit de MEV-raming van het
CPB. De uitkomsten van de schatting staan in kader 1. Uit
de schattingen blijkt dat een daling van het bbp met 1 procentpunt leidt tot een daling van de werkgelegenheid in hetzelfde jaar met 0,34 procentpunt en in het jaar erop met 0,77
procentpunt. Op lange termijn is het effect 0,87 procentpunt.
Om de bijdrage van de werkgelegenheidsafname aan de
werkloosheid in 2013 te onderzoeken, wordt de werkgelegenheid met behulp van model 2 out-of-sample voorspeld en geconfronteerd met de realisatiecijfers en de CPB-raming voor
2013. Uit figuur 2 blijkt dat de ramingen van het CPB, model
2 en de realisatie tot en met november nagenoeg identiek zijn:
een werkgelegenheidsdaling van omstreeks 100.000 werkzame personen. Geconcludeerd kan worden dat het forse banenverlies in 2013 geen verrassing is, gegeven de ontwikkeling
van de economie.
De ontwikkeling van het arbeidsaanbod
In tijden van laagconjunctuur kan het arbeidsaanbod op twee
manieren reageren. Enerzijds kunnen werkzoekenden ontmoedigd raken en zich terugtrekken van de arbeidsmarkt.
In de economische literatuur wordt dit aangeduid als het
discouraged worker effect. Anderzijds kunnen mensen in crisistijd zich juist aan gaan bieden op de arbeidsmarkt om het
huishoudinkomen op peil te houden, het zogenaamde added
Jaargang 99 (4677) 24 januari 2014
worker effect. Empirisch onderzoek toont aan dat beide, tegengestelde, effecten gevonden worden, maar dat doorgaans
het discouraged worker effect in absolute omvang groter is
(Borjas, 2008; Duval et al., 2011).
CBS-cijfers laten zien dat de Nederlandse beroepsbevolking (seizoensgecorrigeerd) sinds het begin van de kredietcrisis (de val van Lehman Brothers) tot en met november 2013
Technische toelichting
kader 1
Vergelijkingen
Model 1
ΔUt = c + αΔUt–1 + β1ΔYt+ β2ΔYt–1+ φ(Ut–1 – U*t–1) (
(1)
In vergelijking (1) staat U voor het werkloosheidspercentage, Y voor het bbp in
*
volumes, U voor de evenwichtswerkloosheid en t voor een van de jaren 1972–
2012. Er is een vertraagde endogene variabele (Ut–1) opgenomen om te corrige-
ren voor eerste orde trendmatige effecten. Het opnemen van een vertraagde
endogene variabele biedt daarnaast de mogelijkheid om eenvoudig te corrigeren
voor historische ontwikkelingen die van invloed zijn op de afhankelijke variabele,
maar moeilijk op een andere manier gemeten kunnen worden (Beck en Katz,
2011; Wooldridge, 2009). De parameter φ representeert het foutencorrectiemechanisme. Het foutencorrectiemechanisme zorgt ervoor dat conjuncturele werkloosheid die afwijkt van de structurele werkloosheid als het ware terug wordt
geduwd naar het evenwichtsniveau.
Model 2
ΔNt = c + αΔNt–1 + β1ΔYt+ β2ΔYt–1
(2)
In vergelijking (2) staat N voor de werkzame beroepsbevolking (werkgelegenheid), Y voor het bbp in volumes en t voor jaar (1976–2012).
Model 3
ΔLi, t = c + αΔNi, t–1 + β1ΔYt–2+ β2ΔYt –3 + dumi
(3)
Model 3 is gebaseerd op Jorda (2005) en Duval et al. (2011). In vergelijking (3) representeert L de bruto-participatiegraad en Y representeert het bbp in volumes.
Index i vertegenwoordigt acht cohorten naar geslacht (man/vrouw) en leeftijd
(15–25 jaar, 25–40 jaar, 40–55 jaar en 55–65 jaar), t staat voor jaar (1969–2013) en
dum is een dummyvariabele voor ieder van de acht cohorten. De dummyvariabele
zorgt ervoor dat rekening wordt gehouden met het trendmatige verloop van de
participatiegraad van ieder cohort.
Berekening effecten over de tijd
Effect impuls in jaar t: β1
Effect impuls in jaar t+1: β1(1 – α) + β2
Effecten hierboven gelden ook voor model
3, maar materialiseren respectievelijk in
jaar t+2 en jaar t+3.
Langetermijneffect: (β1+ β2)/(1 – α)
Schatting model 1
c
α
β1
β2
φ
Gecorrigeerde R2
Schatting model 2
c
α
β1
β2
Gecorrigeerde R2
Schatting model 3
c
α
β1
β2
Gecorrigeerde R2
0,48**
0,61**
-0,14**
-0,09**
-0,38**
0,80
-0,60**
0,18*
0,34**
0,37**
0,70
0,18**
0,38**
0,18**
0,09**
0,39
*/** Significant op respectievelijk tien- en vijfprocentsniveau
De auteur heeft verklaard dit artikel alleen te publiceren in ESB en niet elders
te publiceren in wat voor medium dan ook. Het is wel toegestaan om het artikel voor eigen gebruik
en voor publicatie op een intranet van de werkgever van de auteur aan te wenden.
43
ESB Arbeidsmarkt
een forse toename heeft gekend van meer dan 100.000 personen. Over de gehele crisis lijkt het added worker effect te hebben gedomineerd. Dit is echter niet eenvoudig aan te tonen,
omdat er in de afgelopen jaren immers sprake is geweest van
een structurele toename van de arbeidsparticipatie van met
name ouderen en vrouwen. Het doorzetten van deze structurele trends tijdens de crisis mag niet te makkelijk geïnterpreteerd worden als een conjunctureel, added worker effect.
Om te onderzoeken wat de effecten van de crisis op de arbeidsparticipatie zijn, is model 3 geschat (kader 1). In model
3 is de bruto-participatiegraad gekoppeld aan het bbp en een
dummyvariabele voor acht cohorten naar geslacht en leeftijd.
Met behulp van de dummyvariabelen kunnen de trendmatige
effecten per cohort worden gescheiden van de participatieeffecten die het gevolg zijn van de conjunctuur.
De schattingsresultaten van model 3 staan in kader 1.
Data zijn afkomstig van het CBS, waarbij is uitgegaan van de
Werkloosheid volgens internationale definitie
De ontwikkeling van het werkloosheidspercentage
Figuur 1
8
7
Mogelijke verklaringen
6
5
4
3
2
2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014
Realisatie
Model 1
Realisatie tot november 2013
CPB MEV 2014
Bron: Eigen berekeningen op basis van gegevens van het CPB, het CBS en de OESO
De werkgelegenheidsmutatie in werkzame personen
Figuur 2
250
Werkgelegenheidsmutatie in duizendvoud,
volgens nationale definitie
200
150
100
50
0
-50
-100
-150
2002
2003
2004
CPB MEV 2014
2005
2006
Realisatie
2007
2008
Model 2
2009
2010
2011
2012
2013
Realisatie tot november 2013
Bron: Eigen berekeningen op basis van gegevens van het CPB en het CBS
44
nationale definitie van de beroepsbevolking. Data tot en met
2012 zijn realisatiecijfers. Voor 2013 is een gemiddeld realisatiecijfer berekend voor de maanden januari tot en met november. Uit de schattingsresultaten blijkt dat een daling van het
bbp met 1 procentpunt na twee jaar leidt tot een daling van
de gemiddelde participatiegraad van 0,18 procentpunt. Ook
in het jaar erop daalt de participatie, met 0,34 procentpunt.
Het langetermijneffect is 0,44 procentpunt. De resultaten
van model 3 worden gebruikt om te voorspellen hoe de participatiegraden per leeftijdscohort zich sinds 2011 zouden ontwikkelen, gegeven de economische ontwikkeling. Deze voorspelling wordt afgezet tegen de realisaties voor 2011–2013.
Door deze wijze van vergelijken kan worden bezien of het
arbeidsaanbod zich onverwacht heeft ontwikkeld.
In figuur 3 is ter illustratie het verschil tussen realisatie
en verwachtingen voor twee cohorten weergegeven, namelijk
mannen in de leeftijd 55–65 jaar en vrouwen in de leeftijd
15–25 jaar. Voor deze twee cohorten geldt dat de arbeidsparticipatie in 2013 aanzienlijk hoger ligt dan op basis van de
ontwikkeling van de economie mag worden verwacht. Het
gaat bij oudere mannen om 58.000 personen en bij jonge
vrouwen om 14.000 personen. Ook bij mannen in de leeftijd
25–40 jaar en bij vrouwen in de leeftijd 55–65 jaar is er sprake
van een onverwacht positieve ontwikkeling van de arbeidsparticipatie in crisistijd.
De grote vraag is waarom zo veel (extra) mensen op zoek
blijven naar een baan, terwijl de kans op het vinden van een
baan geslonken is. Het dominante added worker effect hangt
hoogstwaarschijnlijk samen met de intensiteit van de crisis.
Huishoudens hebben door de huidige crisis forse vermogensverliezen geleden en er is veel onzekerheid op de huizenmarkt
en rond pensioenen. De reële huizenprijzen zijn sinds 2008
met twintig procent gedaald, wat een sterk negatief effect
heeft op de vermogenspositie van woningbezitters (CPB,
2013c). Daarnaast is de geraamde gemiddelde dekkingsgraad
van de pensioenfondsen gedaald van 150 procent voor aanvang van de crisis tot ongeveer 100 procent nu. Het gros van
de deelnemers in pensioenfondsen, bijna 85 procent, bevindt
zich in het tweede kwartaal van 2013 in een pensioenfonds
met een dekking van minder dan 105 procent (DNB, 2013).
Met name onder ouderen zal onzekerheid zijn ontstaan over
de hoogte van het pensioen na het arbeidzame leven, waardoor men geneigd is om langer door te werken of de partner
(meer) gaat werken om het huishoudinkomen op peil te houden. Naast de onzekerheid rond vermogensposities kan ook
de achterblijvende inkomensontwikkeling een rol spelen bij
de beslissing van partners om de arbeidsmarkt te betreden.
Uit gegevens van het CPB blijkt dat de mediane statische
koopkracht al sinds 2010 negatief is (CPB, 2013b).
Deze ontwikkelingen lijken een sterke invloed te hebben
op de beslissing om deel te (gaan) nemen aan het arbeidsproces. Een ontwikkeling die daarmee in overeenstemming is,
is de toename van het aantal toetreders op de arbeidsmarkt
sinds 2008. CBS-cijfers laten zien dat het aantal toetreders
als percentage van de niet-beroepsbevolking in het eerste en
tweede kwartaal van 2013 aanzienlijk hoger ligt dan in het
eerste en tweede kwartaal van 2008 (respectievelijk 2 en 3
procentpunt). Dit duidt op een toenemende instroom in de
De auteur heeft verklaard dit artikel alleen te publiceren in ESB en niet elders
te publiceren in wat voor medium dan ook. Het is wel toegestaan om het artikel voor eigen gebruik
en voor publicatie op een intranet van de werkgever van de auteur aan te wenden.
Jaargang 99 (4677) 24 januari 2014
Arbeidsmarkt ESB
De ontwikkeling van de bruto-participatiegraad
Figuur 3
3a. Mannen 55-65 jaar
75
3b. Vrouwen 15-25 jaar
In procenten van de totale populatie
44
In procenten van de totale populatie
43
70
42
41
65
40
39
60
38
37
55
36
50
2005
2006
2007
2008
2009
2010
2011
2012
2013
2014
Voorspellingen
35
2005
2006
2007
2008
2009
2010
2011
2012
2013
2014
Realisaties
Bron: Eigen berekeningen op basis van gegevens van het CBS
beroepsbevolking vanuit de niet-beroepsbevolking. Vooral
onder de leeftijdsgroep 25–65 jaar is er in de afgelopen vijf
jaar sprake geweest van een toegenomen instroom. Met name
onder deze leeftijdsgroepen kan het added worker effect een
rol hebben gespeeld, al is het lastig om de exacte motieven om
toe te treden tot de arbeidsmarkt te achterhalen.
Voor jongeren zou kunnen gelden dat het School Ex-programma heeft geleid tot een uitstel van de arbeidsmarktentree.
Het School Ex-programma is ten tijde van de kredietcrisis ingevoerd en stimuleerde jongeren op het mbo om langer door
te leren (Bouma et al., 2011). Dit programma remde aanvankelijk het arbeidsaanbod, maar kan nu de reden zijn dat meer
jongeren dan gebruikelijk zich aanbieden op de arbeidsmarkt.
Naast het added worker effect is er vermoedelijk ook sprake van een verminderd discouraged worker effect. Bij ouderen
lijkt het verminderde effect sterk samen te hangen met de veranderingen die de afgelopen decennia in Nederlandse arbeidsmarktinstituties zijn doorgevoerd. Regelingen die vervroegde
uittreding (VUT) faciliteerden zijn in de loop van de tijd afgeschaft of versoberd. Dit heeft geleid tot een forse toename van
de arbeidsparticipatie van ouderen en een substantiële toename
van de uittreedleeftijd van de beroepsbevolking. Ook blijkt uit
de literatuur dat een te weinig activerend sociaalzekerheidsstelsel leidt tot lagere herintreding van ouderen en eerdere penÂ
sionering (Tatsiramos, 2010; Duval et al., 2011). Door de jaren
heen zijn ook andere regimes, zoals arbeidsongeschiktheidsregelingen en de bijstand, activerender geworden, waardoor het
lastiger is geworden om op een andere wijze dan via werk in
inkomen te voorzien. Onder jongeren zou de versobering van
de studiefinanciering, bijvoorbeeld het zelf bekostigen van een
tweede studie, ertoe kunnen hebben geleid dat zij het te kostbaar vinden om door te studeren en daarom blijven volharden
in het zoeken naar een baan.
gelegenheidsdaling die heeft gezorgd voor de onverwachte
stijging van de werkloosheid, maar vooral een onverwacht
hoog arbeidsaanbod. Vermoedelijk hangt dit samen met de
toegenomen onzekerheid rond het pensioenvermogen, de
gedaalde vermogenspositie van huishoudens en succesvolle
beleidsmaatregelen uit het verleden die vervroegde uittreding
financieel onaantrekkelijk hebben gemaakt.
Literatuur
Borjas, G.J. (2008) Labor Economics. New York: McGraw-Hill.
Beck, N. en J.N. Katz (2011) Modeling dynamics in time-series-cross-section political economy data. Annual Review of Political Science, 14, 331–352.
DNB (2013) Toezichtgegevens pensioenfondsen. Artikel op www.statistics.dnb.nl.
Duval, R., M. Eris en D. Furceri (2011) The effects of downturns on labour force participation.
OECD Economics Department Working Papers, 875.
CBS (2013) Werkloosheid verder gestegen. CBS persbericht, 14 augustus.
CPB (2013a) Decemberraming: economische vooruitzichten 2014. Den Haag: Centraal Planbureau.
CPB (2013b) Macro Economische Verkenning 2014. Den Haag: Centraal Planbureau.
CPB (2013c) De Nederlandse woningmarkt – hypotheekrente, huizenprijzen en consumptie.
CPB Notitie, 14 februari.
Gordon, R.J. (2010) Revisiting and rethinking the business cycle. Okun’s law and productivity innovations. American Economic Review Papers and Proceedings, 100(2), 11–15.
Jorda, O. (2005) Estimation and inference of impulse responses by local projections. American Economic Review, 95(1), 161–182.
NOS (2013) Hoogste aantal werklozen ooit. NOS persbericht, 18 maart.
Okun, A.M. (1962) Potential GNP: its measurement and significance. In: Proceedings of the
Business and Economic Statistics Section, Washington D.C.: American Statistical Association,
98–103.
Bouma, S., S. van der Kemp, M. van Ommeren en L. de Ruig (2011) Samen in actie. Evaluatie
Actieplan Jeugdwerkloosheid. Zoetermeer: Research voor Beleid.
Conclusies
Tatsiramos, K. (2010) Job displacement and the transition to re-employment and early reti-
De werkloosheid is in 2013 sterker gestegen dan wat modelmatig verwacht mag worden. In absolute zin is er sprake
van ongeveer 90.000 “onverklaarde†werklozen. In tegenstelling tot wat vaak wordt gedacht, is het niet zozeer de werk-
rement for non-employed older workers. European Economic Review, 100(3), 763–801.
Jaargang 99 (4677) 24 januari 2014
Wooldridge, J.M. (2009) Introductory econometrics – a modern approach. Ohio: South-Western.
De auteur heeft verklaard dit artikel alleen te publiceren in ESB en niet elders
te publiceren in wat voor medium dan ook. Het is wel toegestaan om het artikel voor eigen gebruik
en voor publicatie op een intranet van de werkgever van de auteur aan te wenden.
45