De invloed van baanonzekerheid op mentale gezondheid

26Jaargang 101 (4725) 7 januari 2016
De invloed van
baanonzekerheid
op mentale gezondheid
SOCIALE ZEKERHEID
I
n de nasleep van de financiële crisis is het aan –
tal werklozen meer dan verdubbeld, van ruim
300.000 in 2008 tot bijna 660.000 in 2014 (CBS,
2015). Een werkloosheidstoename creëert onze –
kerheid, niet alleen onder werklozen, maar ook
onder werknemers die niet langer zeker zijn wat betreft
het voortbestaan van hun baan (Luechinger et al. , 2010).
Naast de economische conjunctuur is het waarschijnlijk
dat ook meer structurele ontwikkelingen als globalise –
ring en technologische veranderingen invloed hebben op
baanonzekerheid (Geishecker et al., 2012; Givord en
Maurin, 2004). Arbeidsmarkten zijn de afgelopen decen –
nia dynamischer geworden – zo lijkt er bijvoorbeeld sprake
van een structurele toename van het aantal mensen dat van
baan verandert (CBS, 2011). En meer dynamiek betekent
voor werknemers vaak minder baanzekerheid. Veelal wordt
verondersteld dat mensen risicomijdend zijn en behoefte
hebben aan zekerheid: minder baanzekerheid zou daarom
leiden tot minder welzijn. In dat verband wijzen Fitoussi
en Stiglitz (2011) erop dat evaluaties naar de wenselijkheid
van flexibilisering niet alleen over de economisch baten
(bijvoorbeeld in termen van groei in bbp) moeten gaan,
maar ook over de gevolgen voor de economische zekerheid
en de kwaliteit van banen – twee belangrijke determinan –
ten van welzijn. Baanonzekerheid, gedefinieerd als de “perceptie van
een potentiële bedreiging van de continuïteit van de hui-
dige baan” (Heaney et al. , 1994), brengt waarschijnlijk
stress met zich mee. Onderzoek laat zien dat bij mensen
die baanonzekerheid ervaren, er verhoogde niveaus van het
stresshormoon cortisol worden aangetroffen (Näswall et
al. , 2012). Langdurig verstoorde niveaus van dit stresshor –
moon kunnen op hun beurt weer leiden tot achteruitgang
in mentale gezondheid (Vreeburg et al. , 2009; 2010).
De empirische onderbouwing van de mate waarin
baanonzekerheid mentale gezondheidsklachten veroor –
zaakt, laat te wensen over. Veroorzaakt baanonzekerheid
inderdaad een daling in het welzijn van werknemers? Leidt
meer onzekerheid over het voortduren van de arbeidsrelatie
bijvoorbeeld tot een slechtere mentale gezondheid en meer
depressieve symptomen, of zijn werknemers in dit opzicht
redelijk veerkrachtig ? Veelvuldig onderzoek op basis van cross-sectionele
data laat eenduidig een negatieve relatie zien tussen baan –
onzekerheid en mentale gezondheid (Sverke et al. , 2002).
Die relatie kan echter ook bestaan als mensen met een
slechtere mentale gezondheid meer baanonzekerheid erva –
ren. Slechts een paar recente studies gaan een stap verder
en gebruiken paneldata om het causale effect van baanon –
zekerheid op de mentale gezondheid van werknemers te
achterhalen. Dit is gedaan voor Australië (Green, 2011) en
voor Duitsland (Reichert en Tauchmann, 2011), maar niet
voor Nederland. We volgen de paneldata-aanpak in voor –
noemde buitenlandse studies en schatten het effect van
baanonzekerheid op de mentale gezondheid van werkne –
mers op basis van Nederlandse paneldata. Ook gaan we na
of specifieke groepen werknemers relatief grotere gevolgen
ervaren van baanonzekerheid.
D ATA
Voor het onderzoek gebruiken we LISS-paneldata (Lon –
gitudinal Internet Studies for the Social sciences). Het PETER
VAN DER MEER
Promovendus aan de
Universiteit Utrecht
THOMAS
VAN HUIZEN
Universitair docent
aan de Universiteit
Utrecht
JANNEKE
PLANTENGA
Hoogleraar aan de
Universiteit Utrecht
Is baanonzekerheid schadelijk voor het welzijn van werknemers?
Analyses op basis van Nederlandse paneldata laten zien dat een
toename van baanonzekerheid inderdaad een negatief effect heeft
op de mentale gezondheid. Dit negatieve effect blijkt alleen signi-
ficant voor mannen. Mogelijk is de sociale norm voor mannen om
betaald werk te verrichten nog tamelijk streng.
ESB Sociale zekerheid

Sociale zekerheid ESB
27Jaargang 101 (4725) 7 januari 2016
4
5
6
7
84 5 6 7 8
Werkloosheidspercentage Werkloosheidspercentage
10
15
20
25
1a1b
Gemiddelde baanonzekerheid in procenten2008201020122014
Jaar
Mannen Vrouwen
Werkloosheid
30
40
50
60
Percentage dat zeker is van baanbehoud
2008201020122014
Jaar
LISS-panel is een representatieve steekproef van Neder –
landse individuen die jaarlijks terugkerende vragenlijs-
ten invullen over een reeks van onderwerpen, waaronder
werk, inkomen, gezondheid, persoonlijkheid en waarden.
Het LISS-panel is een ongebalanceerde dataset van alle
jaren van 2008 tot 2014. Ons onderzoek beperkt zich tot
respondenten die gedurende tenminste twee van die jaren
werknemer waren, al dan niet met een vast dienstverband.
Mentale gezondheid wordt gemeten met een schaal be –
staande uit vijf vragen, de zogeheten Mental Health Inven –
tory 5 (MHI-5). Ondanks haar eenvoud blijkt deze schaal
uiterst valide te zijn voor het onderkennen en voorspellen
van angst- en stemmingsstoornissen (Rumpf et al. , 2001;
Thorsen et al., 2013). De gemiddelde MHI-score nam toe
van 75,2 in 2008 tot 77,9 in 2014 (op een schaal van 0 tot
100). Dit kan wijzen op een daadwerkelijke toename van de
gemiddelde mentale gezondheid, maar kan ook een gevolg
zijn van het feit dat respondenten met een lagere mentale
gezondheid eerder geneigd zijn om deelname aan het panel
te stoppen. Deze selectieve uitval heeft geen noemenswaar –
dige gevolgen voor onze resultaten. Baanonzekerheid wordt gemeten met behulp van de
vraag “Denkt u dat er een kans is dat u de komende 12
maanden uw baan verliest? U kunt dit aangeven met een
percentage. 0% wil zeggen dat u er zeker van bent dat u uw
baan niet verliest en 100% wil zeggen dat u er zeker van
bent dat u uw baan verliest.” De gemiddelde ervaren baan –
onzekerheid is in de periode 2008–2014 toegenomen van
12,8 tot 21,5 procent. Figuur 1a laat zien dat voor mannen
de grootste toename in baanonzekerheid in 2008 en 2009
heeft plaatsgevonden. Voor vrouwen nam baanonzekerheid
meer gestaag toe, en vooral de laatste jaren ervaren vrouwen
meer onzekerheid over het voortbestaan van hun baan dan
mannen. Het percentage werknemers dat zeker was van
baanbehoud halveerde bijna, van 56,8 procent in 2008 tot
30,5 procent in 2014. De ontwikkeling van dit percentage
is voor vrouwen en mannen vergelijkbaar (figuur 1b). Wel
is het aandeel vrouwen die zeker zijn van baanbehoud aan -zienlijk groter. Een mogelijke verklaring voor verschillen
tussen mannen en vrouwen wat betreft baanonzekerheid is
het feit dat mannen meer werkzaam zijn in conjunctuurge
–
voelige sectoren zoals transport en bouw.
METHODE
Het effect van de baanonzekerheid wordt geschat met
een fixed-effects- ofwel FE-model (Angrist en Pischke,
2008). Op deze manier worden louter veranderingen in
baanonzekerheid die iemand in de loop der jaren ervaart,
gerelateerd aan veranderingen in diens mentale gezond –
heid. Deze schattingsmethode gebruikt de paneldimensie
van de LISS-data en controleert daarmee voor verschillen
in gelijkblijvende persoons- en baankenmerken tussen in –
dividuen. Op deze manier wordt er bijvoorbeeld gecon –
troleerd voor werknemers die al in een slechtere mentale
gezondheid verkeren en daardoor in banen met minder
of meer zekerheid terecht zijn gekomen. Ook wordt met
de FE-schattingsmethode gecontroleerd voor stabiele per –
soonlijkheidskarakteristieken als optimisme, die zowel van
invloed kunnen zijn op de perceptie van baanonzekerheid
als op de mentale gezondheid (Conversano et al. , 2010). In
de gepresenteerde analyses zijn diverse persoons- en baan –
kenmerken als controlevariabelen meegenomen (tabel 1).
Bronnen: LISS; CBS, 2015
Ontwikkeling van baanonzekerheid, 2008–2014FIGUUR 1
Een mogelijke verklaring voor
verschillen tussen mannen en vrouwen wat
betreft baanonzekerheid is het feit dat mannen meer werkzaam zijn in conjunctuurgevoelige sectoren zoals transport en bouw

ESB Sociale zekerheid
28Jaargang 101 (4725) 7 januari 2016
Met alleen een fixed-effects-model kan er niet ge –
controleerd worden voor omgekeerde causaliteit. Van
dergelijke omgekeerde causaliteit kan sprake zijn als een
verslechtering in de mentale gezondheid leidt tot meer
baanonzekerheid. Als er sprake is van omgekeerde causali-
teit dan leidt een fixed-effects-model tot een overschatting
van het causale effect van baanonzekerheid op mentale ge –
zondheid. RESULTATEN
Tabel 1 geeft een overzicht van de schattingsresultaten
voor zowel de gehele steekproef als mannen en vrouwen
apart. De OLS-schattingen controleren niet voor niet-
geobserveerde constante verschillen tussen individuen. In
lijn met eerdere studies tonen deze resultaten aan dat er een
significant negatief verband bestaat tussen baanonzeker
–
heid en mentale gezondheid. De grootte van de coëfficiënt
is bovendien aanzienlijk: gemiddeld gaat een verandering
van ‘volkomen zeker van baanbehoud’ naar ‘volkomen ze –
ker van baanverlies’ gepaard met 8 punten verslechtering
in mentale gezondheid (op een schaal van 0 tot 100). Voor
mannen is deze relatie sterker dan voor vrouwen. Het blijkt echter dat een belangrijk deel van deze rela –
tie toegeschreven kan worden aan niet-geobserveerde con –
stante verschillen tussen individuen: wanneer voor deze
verschillen wordt gecontroleerd (FE-modellen), verdampt
bijna 75 procent van deze relatie. Wanneer mannen een ver –
andering van volkomen baanzekerheid naar een volkomen
zekerheid van baanverlies ervaren, leidt dit tot een daling
van 2,8 punt verslechtering in mentale gezondheid. Dit
effect is kleiner dan in een vergelijkbare studie aangaande
Australië voor de periode 2001–2007: de schattingen van
Green (2011) wijzen op een daling van 4 punten als gevolg
van eenzelfde verandering in baanzekerheid. Er blijken be –
langrijke verschillen tussen mannen en vrouwen te zijn: an –
ders dan bij mannen, leidt minder baanzekerheid niet tot
een significante verslechtering in mentale gezondheid bij
vrouwen. Een mogelijke verklaring voor dit verschil is dat
mannen in Nederlandse huishoudens vaak de hoofdkost –
winner zijn (de meeste vrouwen werken parttime). Ook
is het denkbaar dat mannen meer waarde hechten aan het
verrichten van betaalde arbeid. Naast verschillen tussen mannen en vrouwen is het
denkbaar dat er een verschil in effectgrootte bestaat tussen
andere groepen. Zo zou het kunnen dat oudere werkne –
mers gevoeliger voor baanonzekerheid zijn omdat ze vaker
verwachten dat het moeilijk wordt om een vergelijkbare
nieuwe baan te vinden in geval van baanverlies. Ook is het
mogelijk dat werknemers die een huishouden delen met
een partner minder nadelige gevolgen ondervinden van
baanonzekerheid, want een partner kan helpen bij het om –
gaan met de stress van baanonzekerheid en het financiële
Alle werknemers MannenVrouwen
OLS FEOLS FEOLS FE
Ingeschatte kans op baanverlies –0,0800***–0,0208***–0,0969***–0,0280***–0,0625***–0,0101
Aantal observaties 9.6489.6934.876 4.8944.7724.799
Aantal individuen 3.3393.347 1.6461.6491.6931.698
R
20,053 0,0190,0730,0280,0550,043
¹ De FE-analyses controleren voor variabelen die per individu (voldo
ende) variëren in de tijd: leeftijd, al of niet een huishouden vorme
n met kinderen, netto-
inkomen, aantal uren werk per week, aantal dienstjaren, tijdelijk of vas
t arbeidscontract, werkzaam in kleine of grote organisatie en sector van
werkzaamheid. De
OLS-analyses controleren daarnaast ook voor variabelen die in de tijd (
vrijwel) constant blijven: al of niet een huishouden delen met een part
ner , opleiding, mate
van stedelijkheid van woonplaats, en geslacht.
*** Significant op eenprocentsniveau
Baanonzekerheid en mentale gezondheid¹ TABEL 1
Baanonzekerheid en mentale gezondheid:
verschillende groepen werknemers¹TABEL 2
Alle
werknemers MannenVrouwen
< 45 jaar –0,0165–0,0364–0,00413
N=1.783 838945
≥ 45 jaar –0,0229**–0,0228–0,0179
N=1.768 921847
Leeft niet met partner –0,0321**–0,0354–0,0299
N=829 364465
Leeft wel met partner –0,0164**–0,0271**–0,00372
N=2.631 1.3421.289
Basisonderwijs en vmbo 0,000687–0,002070,00835
N=783 388395
Havo/vwo en mbo –0,0269**–0,0531***–0,00348
N=1.293 632661
Hbo en wo –0,0300**–0,0272–0,0289
N=1.332 664668
Vast dienstverband –0,0240***–0,0284***–0,0162
N=3.100 1.5531.547
Tijdelijk of flexibel dienstverband 0,01750,0924**–0,0435
N=451 178273
¹ In de schattingen zijn dezelfde controlevariabelen gebruikt als in
de FE-schattingen gepresenteerd in
tabel 1
**/*** Significant op respectievelijk vijf- en eenprocentsniveau

Sociale zekerheid ESB
29Jaargang 101 (4725) 7 januari 2016
risico beperken of compenseren. Daarnaast zou opleidings-
niveau van invloed kunnen zijn op de omvang van het effect
van baanonzekerheid. Immers, voor werknemers met een
bepaalde opleiding kan het eenvoudiger zijn om een nieu-
we, vergelijkbare baan te vinden. Ten slotte kan het hebben
van een vast of tijdelijk dienstverband van invloed zijn op
de effectgrootte. Werknemers met een vast dienstverband
hechten meer aan de verwachting van baanbehoud. Het be –
eindigen van een vast dienstverband betekent immers niet
alleen het opzeggen van een wettelijk, maar ook van een
psychologisch contract tussen werkgever en werknemer. Tabel 2 geeft de geschatte groottes van het effect van
baanonzekerheid op mentale gezondheid voor verschil –
lende groepen werknemers weer. Zoals verwacht hebben
oudere werknemers meer last van baanonzekerheid dan
jongere. Ook blijkt het negatieve effect van baanonzeker –
heid groter onder alleenstaanden. De analyses naar groepen
met verschillende opleidingsniveaus laten alleen significan –
te negatieve effecten zien voor (mannelijke) werknemers
met een middelbaar en hoger opleidingsniveau. Hierbij
moet wel opgemerkt worden dat de groep met het laagste
opleidingsniveau relatief klein is en de resultaten voor deze
groep dus minder nauwkeurig zijn. Tot slot zijn de nega –
tieve effecten van baanonzekerheid alleen gevonden bij
werknemers met een vast dienstverband. Onder werkne –
mers met een tijdelijk dienstverband vinden we een positief
effect van baanonzekerheid: ook hier geldt evenwel dat dit
een relatief kleine groep is, met als resultaat minder nauw –
keurige resultaten. Ook is het mogelijk dat deze tijdelijke
krachten rekening houden met baanverlies en al een andere
baan gevonden hebben.
CONCLUSIE
Er is nog relatief weinig bekend over het effect van baan –
onzekerheid op mentale gezondheid. Met behulp van een
fixed-effects-analyse van recente Nederlandse data (2008–
2014) blijkt dat de mentale gezondheid van werknemers
significant achteruitgaat bij een toename van baanonzeker –
heid. Uit de analyses blijkt dat baanonzekerheid voor man –
nen een groter probleem is dan voor vrouwen. Binnen de
groep mannen zijn het vooral de werknemers zonder part –
ner, met een middelbare of hogere opleiding en met een
vaste aanstelling die moeite hebben met baanonzekerheid.
Ook worden oudere werknemers sterker negatief beïnvloed
door baanonzekerheid dan jongere. Bij dreigend baanver -lies is het dus belangrijk om aan deze groepen en hun ar
–
beidsmarktkansen bijzondere aandacht te schenken. De negatieve effecten van baanonzekerheid op men –
tale gezondheid worden in economische analyses veelal
slechts als pm-post meegenomen. Dit onderzoek laat zien
dat de effecten van baanonzekerheid voor sommige groe –
pen significant kunnen zijn.
LITERATUUR
Angrist, J. en J.-S. Pischke (2008) Mostly harmless econometrics: an empiricist’s companion.
Princeton, NJ: Princeton University Press.
CBS (2011) Dynamiek op de Nederlandse arbeidsmarkt. Den Haag: Centraal Bureau voor de
Statistiek.
CBS (2015) Werkloosheid. Statistieken op statline.cbs.nl.
Conversano, C., A. Rotondo, E. Lensi et al. (2010) Optimism and its impact on mental and
physical well-being. Clinical Practice and Epidemiology in Mental Health, 6, 25–29.
Fitoussi, J.P. en J. Stiglitz (2011) On the measurement of social progress and well being: some
further thoughts. Paper gepresenteerd op het 16e World Congress of the International Eco-
nomic Association, Peking, 4-8 juli.
Geishecker, I., M. Riedl en P. Frijters (2012) Offshoring and job loss fears: an econometric
analysis of individual perceptions. Labour Economics, 19(5), 738–747.
Givord, P. en E. Maurin (2004) Changes in job security and their causes: an empirical analy-
sis for France, 1982–2002. European Economic Review, 48(3), 595–615.
Green, F. (2011) Unpacking the misery multiplier: how employability modifies the impacts
of unemployment and job insecurity on life satisfaction and mental healt
h. Journal of Health
Economics, 30(2), 265–276.
Heaney, C., B. Israel en J. House (1994) Chronic job insecurity among automobile workers:
effects on job satisfaction and health. Social Science and Medicine, 38(10), 1431–1437.
Luechinger, S., S. Meier en A. Stutzer (2010) Why does unemployment hurt the emp
loyed?
Evidence from the life satisfaction gap between the public and the priva
te sector. Journal of
Human Resources, 45(4), 998–1045.
Näswall, K., P. Lindfors en M. Sverke (2012) Job insecurity as a predictor of physiological
indicators of health in healthy working women: an extension of previous research. Stress &
Health, 28(3), 255–263.
Reichert, A. en H. Tauchmann (2011) The causal impact of fear of unemployment on
psychological health. Ruhr Economic Papers, 266.
Rumpf, H.-J., C. Meyer, U. Hapke en U. John (2001) Screening for mental health: validity of
the MHI-5 using DSM-IV Axis I psychiatric disorders as gold standard. Psychiatry Research,
105(3), 243–253.
Sverke, M., J. Hellgren en K. Näswall (2002) No security: a meta-an
alysis and review of job
insecurity and its consequences. Journal of Occupational Health Psychology, 7(3), 242–264.
Thorsen, S.V., R. Rugulies, P.U. Hjarsbech en J.B. Bjorner (2013) The predictive value of men-
tal health for long-term sickness absence: the Major Depression Inventor
y (MDI) and the
Mental Health Inventory (MHI-5) compared. BMC Medical Research Methodology, 13, 115.
Vreeburg, S.A., W.J.G. Hoogendijk, J. van Pelt et al. (2009) Major depressive disorder and
hypothalamic-pituitary-adrenal axis activity. Archives of General Psychiatry , 66(6), 617–626.
Vreeburg, S.A., F.G. Zitman, J. van Pelt et al. (2010) Salivary cortisol levels in persons with
and without different anxiety disorders. Psychosomatic Medecine, 72(4), 340–347. Zoals verwacht hebben oudere werknemers meer last van
baanonzekerheid dan jongere.
Ook blijkt het negatieve effect
van baanonzekerheid groter onder alleenstaanden