Tussen 2013 en 2017 is de AOW-leeftijd stapsgewijs verhoogd van 65 jaar naar 65 jaar en 9 maanden. Wat zijn de gevolgen voor de arbeidsparticipatie en de overheidsfinanciën? Een difference-in-differences-analyse laat dat zien.
- Door de AOW-leeftijdverhoging blijft een derde van de ouderen langer werken en meer dan een derde langer in een uitkering.
- De extra belastingopbrengsten van werkenden wegen grotendeels op tegen de extra uitkeringslasten.
- De netto besparingen voor de overheid als gevolg van de hogere AOW-leeftijd zijn bijna even hoog als de bruto besparingen.
Om de houdbaarheid van het pensioenstelsel te verbeteren, wordt de AOW-leeftijd sinds 2013 stapsgewijs verhoogd. Een hogere AOW-leeftijd lijkt goed voor de overheidsfinanciën en de arbeidsparticipatie, omdat de uitgaven aan AOW-uitkeringen afnemen en mensen langer doorwerken. Maar in welke mate levert een hogere AOW-leeftijd de overheid inderdaad geld op? Uitkeringen voor onder andere arbeidsongeschiktheid en werkloosheid lopen namelijk ook door.
We bepalen deze effecten met behulp van een difference-in-differences-analyse. Daarbij vergelijken we de leeftijdsprofielen van werk en gebruik van sociale zekerheid rond de AOW-leeftijd van personen met een hogere AOW-leeftijd (de behandelgroep) met die van personen met een lagere AOW-leeftijd (de controlegroep). Dankzij de difference-in-differences-analyse kunnen we het beleidseffect onderscheiden van de cohort-effecten (ouderen die later zijn geboren werken, ook in de jaren vóór de AOW-leeftijd, meer dan ouderen die eerder zijn geboren), van de tijdseffecten (zoals de conjunctuur) en van de samenstellingseffecten (zoals het aandeel personen met een migratieachtergrond). Het onderzoek bouwt voort op De Vos et al. (2018), die het effect op de arbeidsparticipatie nagaan, en het kijkt verder ook naar het effect op het gebruik van sociale zekerheid en het effect op de overheidsfinanciën. We maken daarbij gebruik van meer recente en integrale administratieve data, zie Atav et al. (2019).
In 2011 werd er aangekondigd dat de AOW-leeftijd vanaf 2013 jaarlijks met enkele maanden zou stijgen. De geboortedatum bepaalt daarbij welke AOW-leeftijd van toepassing is. Tabel 1 geeft de AOW-leeftijd voor de verschillende geboortecohorten in onze dataset na de aanvullende hervorming van 2012. De hervorming van 2019 heeft geen effect op de deelnemers in het onderzoek omdat zij toen al gepensioneerd waren, en is daarom niet in tabel 1 meegenomen.
We beperken de analyse tot personen geboren tussen januari 1950 en april 1952. Personen geboren voor 1 januari 1950 zijn niet goed vergelijkbaar met personen die daarna zijn geboren, omdat mensen geboren voor 1950 de mogelijkheid hadden om via vervroegde uittredingsregelingen eerder te stoppen met werken (Atav et al., 2019). In 2006 zijn deze regelingen afgeschaft, met een overgangsregeling voor personen die voor 1950 zijn geboren.
We gebruiken administratieve data over de periode 1999–2017 van ongeveer 375.000 individuen. De uitkomstvariabelen worden bepaald aan de hand van data over maandelijks inkomen uit verschillende bronnen. Personen met loon of winst als voornaamste inkomensbron worden gerekend tot de werkenden, personen met een pensioeninkomen als voornaamste inkomensbron worden gerekend tot de gepensioneerden et cetera. De controlevariabelen zijn geslacht, migratieachtergrond, positie in het huishouden en sector (alle gemeten voor de oude AOW-leeftijd). Deze data zijn beschikbaar via remote access bij het CBS.
Het effect van de hervorming wordt geschat met een difference-in-differences-analyse. We gebruiken de specificatie van Staubli en Zweimüller (2013), zie ook Atav et al. (2019). We vergelijken de uitkomsten, bijvoorbeeld de kans dat iemand werkt, naar leeftijd voor personen met verschillende AOW-leeftijden. De controlegroep bestaat uit personen met een AOW-leeftijd van 65 jaar en 3 maanden. De behandelgroep bestaat uit personen met een AOW-leeftijd van 65 jaar en 6 maanden, of van 65 jaar en 9 maanden.
De leeftijden voor de AOW-leeftijd van de controlegroep gebruiken we om het zogenaamde cohort-effect te schatten – het constante verschil in de uitkomsten tussen de controlegroep en de respectievelijke behandelgroep dat ook zonder AOW-leeftijdsverhoging zou bestaan (jongere geboortecohorten zijn bijvoorbeeld beter opgeleid, wat leidt tot een hogere kans op werk ongeacht de leeftijd). Dit is het eerste verschil van de difference-in-differences-analyse.
De maanden tussen de AOW-leeftijd van de controlegroep en de AOW-leeftijd van de verschillende behandelgroepen gebruiken we om het effect van de hervorming te schatten. Dit is het tweede verschil in de difference-in-differences-analyse.
Wat betreft de gehele periode corrigeren we verder voor verschillen in de uitkomsten die een gevolg zijn van verschillen in demografische kenmerken tussen verschillende geboortecohorten en voor het effect van de conjunctuur. We schatten het effect in aparte regressies met dummy-variabelen voor respectievelijk gepensioneerd, werkend, in de WW, arbeidsongeschikt, in de bijstand, in een andere uitkering en zonder inkomen. Daarnaast schatten we met dezelfde vergelijking ook het effect op het gemiddelde maandinkomen uit de verschillende inkomensbronnen.
Een cruciale aanname bij de difference-in-differences-methode is dat, in afwezigheid van hervorming, de verschillen in de uitkomsten van de verschillende geboortecohorten constant zijn over de diverse leeftijden. Dit kunnen we toetsen met behulp van een zogenaamde placebo-analyse. We schatten dan een placebo-effect in de maanden voor de oude AOW-leeftijd. Wanneer het aandeel werkenden in die maanden parallel loopt voor de behandel- en controlegroep, dan is er geen placebo-effect. Atav et al. (2019) schatten de placebo-effecten en vinden dat deze inderdaad klein en niet statistisch significant verschillend van nul zijn.
Figuur 1 geeft voor alle uitkomsten het verloop weer voor de leeftijden 60–66 jaar aangaande de drie groepen met verschillende AOW-leeftijden. Personen lijken simpelweg langer in de ‘toestand’ te blijven op de arbeidsmarkt die zij hadden bij de oude AOW-leeftijd. Binnen de behandelgroepen is het aandeel gepensioneerden een stuk lager tussen de AOW-leeftijd van de controlegroep (65 jaar en 3 maanden) en de AOW-leeftijd van de behandelgroepen (65 jaar en 6 of 9 maanden). Het aandeel werkenden is dan juist een stuk hoger, evenals het aandeel personen in de sociale zekerheid en het aandeel personen zonder eigen inkomen (deze groep bevat niet-werkende partners en renteniers).
Tabel 2 geeft de regressieresultaten van de difference-in-differences-analyse weer. De coëfficiënten geven het effect van de verhoging van de AOW-leeftijd op het arbeidsmarktaandeel, tussen de AOW-leeftijd van de controlegroep en de AOW-leeftijd van de behandelgroep. Alle coëfficiënten zijn statistisch significant verschillend van nul. De coëfficiënten sporen met de ‘sprongen’ in de aandelen in figuur 1. Het aandeel dat gepensioneerd is in de maanden tussen de oude en de nieuwe AOW-leeftijd daalt met ruim vijftig procentpunten. De arbeidsparticipatie stijgt met zestien procentpunten, bijna een derde van de daling in het aandeel gepensioneerden. Het aandeel personen in de WW, met een arbeidsongeschiktheidsuitkering, met bijstand of een andere uitkering stijgt in totaal met twintig procentpunten, meer dan een derde van de daling in het aandeel gepensioneerden. Ten slotte stijgt ook het aandeel dat geen inkomen heeft. Het gaat hierbij om een stijging van ruim vijftien procentpunten.
Om de effecten voor de overheidsfinanciën te bepalen, kijken we naar het effect op het inkomen uit verschillende inkomensbronnen per maand per persoon. Als iemand een bepaald inkomen niet ontvangt is dat nul.
Tabel 3 geeft de regressieresultaten. De uitgaven aan AOW-uitkeringen dalen met 713,40 euro per maand per persoon. De uitkeringslasten voor de WW, arbeidsongeschiktheid, bijstand en overige uitkeringen stijgen in totaal met (63,79 + 226,50 + 18,44 + 25,51 =) 334 euro per maand per persoon. Dit betekent dat 47 procent van de besparing aan AOW-uitkeringen naar andere sociale uitkeringen weglekt.
Daar staat echter tegenover dat de overheid extra belastinginkomsten ontvangt. Het arbeidsinkomen stijgt met 438,80 euro per maand per persoon. Bij een marginale belastingvoet van 45 procent over dit extra inkomen stijgen de belastingopbrengsten met 197 euro of 28 procent van de besparing aan AOW-uitkeringen.
Uiteindelijk is de besparing voor de overheid, met in- en uitverdieneffecten 81 procent van de directe besparing aan AOW-uitkeringen. Bij deze berekening zijn de nodige kanttekeningen te plaatsen; zo is de marginale belastingvoet een benadering, en negeren we de belastingen en premies over de bruto-uitkeringen. Bovendien kunnen de effecten ook behoorlijk verschillen tussen subgroepen (Atav et al., 2019). Desondanks kunnen we concluderen dat ook nadat we rekening houden met de in- en uitverdieneffecten er sprake is van een aanzienlijke besparing voor de overheid bij het verhogen van de AOW-leeftijd.
Uit de analyse blijkt dat personen in reactie op de verhoging van de AOW-leeftijd later met pensioen gaan: in de maanden tussen de oude en de nieuwe AOW-leeftijd is het aandeel gepensioneerden ruim vijftig procentpunten lager. Zowel de arbeidsparticipatie als het gebruik van de sociale zekerheid stijgt, waarbij personen grotendeels in de toestand op de arbeidsmarkt blijven waarin ze zich bevonden op de oude AOW-leeftijd. De ‘weglek’ naar de sociale uitkeringen is aanzienlijk, maar hetzelfde geldt voor de additionele belastingopbrengsten op arbeid. Per saldo is de budgettaire besparing, nadat we rekening houden met in- en uitverdieneffecten, niet veel kleiner dan de directe besparing aan AOW-uitgaven.
Atav, T., E. Jongen en S. Rabaté (2019) The effects of the increase in the retirement age in the Netherlands. CPB Discussion Paper.
Staubli, S. en J. Zweimüller (2013) Does raising the early retirement age increase employment of older workers? Journal of Public Economics, 108, 17–32.
Vos, K. de, A. Kapteyn en A. Kalwij (2018) Social security programs and employment at older ages in the Netherlands. NBER Working Paper, 25250.
Om te kunnen reageren moet u ingelogd zijn.
