Ingezonden •
Helpt loondifferentiatie
jongeren wel aan werk?
DRS. F.J.M. CRONE – P. WESTRA*
Inleiding
Als algemene loonmatiging niet voldoende ef fectief is, dan biedt wellicht loondifferentiatie een betere bijdrage aan het
verminderen van de werkloosheid. Drs. M.
van Schaaijk, medewerker van het Centraal Planburau, onderzocht deze stelling
en concludeert dat ,,de werkloosheid onder de categorieen met de hoogste werkloosheidskans (lijkt) te verminderen door
een gedifferentieerde loonaanpassing
waarbij de lonen van de laagstbetaalden
worden verlaagd” 1).
Deze stelling wordt zonder veel voorbehoud gepresenteerd, alsof zij geldig is voor
alle groepen op de arbeidsmarkt met een
hoge werkloosheidskans. De onderbouwing van deze stelling is partieel, namelijk
slechts gericht op jongeren. We zullen laten zien dat zij theoretisch niet adequaat is
omdat zij slechts is gericht op de relatie
loonhoogte versus werkloosheid. Van
Schaaijk noemt wel andere invloeden op de
werking van de arbeidsmarkt, maar betrekt deze niet in zijn analyse. Voorts
plaatsen wij enige kanttekeningen bij de
empirische uitwerking. Een voor de hand
liggende herschikking van het cijfermateriaal laat zelfs zien dat een relatieve loonsverlaging voor lagerbetaalden (in dit geval
jongeren) him werkgelegenheidssituatie
niet significant positief bei’nvloedt. Wel
blijken andere factoren van invloed, zoals
de totale werkgelegenheid en het arbeidsaanbod. Er is geen aanwijzing voor de conclusie dat grotere loonverschillen tussen
jongeren en ouderen een substitutie van
beider werkgelegenheid uitlokt. Tot de
waarde van deze bruto loondifferentiatie
zullen we ons hier beperken. Als deze geen
stand houdt verliest immers ook Van
Schaaijks pleidooi voor compensatie van
het bijbehorende netto inkomensverlies
zijn betekenis.
Bewijsvoering door reducties
Van Schaaijks stelling heeft een zeer algemene strekking. Hij constateert dat
groepen met de hoogste werkloosheidskans ook de laagste inkomens hebben. Zijn
I conclusie luidt dan dat volgens zijn tentatieve berekening de werkloosheid onder categorieen met de hoogste werkloosheidskans lijkt te verminderen als de lonen van
de laagstbetaalden door loondifferentiatie
verder achterblijven bij die van sociaalESB 11-1-1984
economisch sterkere groepen. Deze conclusie zou bij navolging grote gevolgen
hebben voor de loonpolitiek, omdat er vele
groepen een hogere werkloosheidskans
hebben indien we hen vergelijken met
goedgeschoolde, mannelijke en ervaren arbeidskrachten van 25 tot 40 jaar. Te denken valt aan jongeren, minder geschoolden, vrouwen, etnische minderheden,
oudere werknemers enz. Deze vergelijking
laat al zien dat de problematiek niet zo eenvoudig is terug te brengen tot een eenrichtingsrelatie die luidt dat een relatief hoog
loon een relatief hoge werkloosheid impliceert. Van Schaaijk onderneemt dan ook
geen poging om zijn alomvattende stelling
alomvattend te onderbouwen. Hij slaagt er
slechts in zijn stelling te onderbouwen door
impliciet de probleemstelling op verschillende manieren te reduceren. Dit mondt uit
in een regressievergelijking waarin de
jeugdwerkloosheid regelrecht in verband
staat met het relatieve jeugdloon, de werkloosheid van ouderen en een trendmatige
component 2). Van Schaaijk komt met deze berekening tot de slotsom dat een relatieve jeugdloonverlaging van 22% de
jeugdwerkloosheid op hetzelfde peil
brengt als die van ouderen. We zullen nu de
reducties expliciet maken en vervolgens
zien wat er van de gereduceerde empirische
onderbouwing overblijft.
De eerste reductie is het terugbrengen
van het arbeidsmarktgebeuren tot een
werkloosheidsprobleem. De werkloosheidsverandering is een resultante van veranderingen in de werkgelegenheid (vraag),
maar evenzeer van aanbodmutaties. Het is
zeer wel denkbaar dat een uitbreiding van
werkgelegenheid door een loonsverlaging
in het werkloosheidscijfer niet tot uitdrukking komt omdat het arbeidsaanbod intus^
sen ook is gestegen. Deze aanbodsveranderingen zullen deels los staan van wijzigingen in het loonpeil, bij voorbeeld wanneer
er sprake is van geboortegolven en veranderingen in de leerplicht of duur van opleidingen. Behalve op dergelijke ,,autonome” invloeden kan het aanbod van arbeid
ook reageren op loonsveranderingen, dus
op Van Schaaijks verklarende variabele.
Zo is gebleken dat de onderwijsdeelneming
van jongeren bij een loonsverlaging toeneemt 3). Door deze aanbodbeperking
daalt de werkloosheid, ook als er geen arbeidsplaats bijkomt en geen jongere een arbeidsplaats van een ander heeft ingenomen. Dan wordt de statistische kans op
werk voor de overblijvende werklozen na-
tuurlijk wel iets groter, maar langs een weg
die Van Schaaijk niet voor ogen zal hebben
staan. De toespitsing van de analyse op de
werkloosheid, een saldogrootheid, belemmert aldus het zicht op de aanpassing van
vraag en aanbod in relatie tot de prijs (het
loon). Van Schaaijk geeft voor dit theoretische manco geen rechtvaardiging, maar
volstaat met een verwijzing naar ,,een simpel verband dat de prijstheorie hier legt”.
Dit is te meer verwonderlijk daar hij zelf
constateert dat een duidelijk empirisch verband voor deze relatie ontbreekt.
De tweede reductie waarop we stuiten is
het beperken van alle invloeden op de
werkloosheid/werkgelegenheid tot een
factor: de loonhoogte. Marktimperfecties,
arbeidsmarktsegmentering, en vooral verschillen in de te leveren produktie naar inhoud en omvang zullen (mede) bepalend
zijn voor de relatieve werkgelegenheidskansen van diverse arbeidsmarktgroepen.
Een volgende reductie om zijn algemene
stelling te onderbouwen is de beperking in
Van Schaaijks analyse tot jongeren versus
ouderen. Dat jongeren niet representatief
zijn voor het arbeidsmarktgedrag van alle
groepen met een hoge werkloosheidskans
moge blijken uit de eerdere opsomming
van de zwakke arbeidsmarktcategorieen.
Deze kennen te zeer afwijkende kenmerken ten aanzien van scholingsniveau, ervaring, produktiviteit, en dergelijke. Dit bezwaar klemt te meer waar Van Schaaijk, in
zijn inmiddels vierde impliciete reductie,
de analyse beperkt tot alleen de jongeren
van 15 tot 19 jaar versus ouderen van 25 tot
40 jaar. Deze jongeren zijn gezien hun leeftijd noodzakelijkerwijs relatief laag
geschoold en minder ervaren, terwijl de gekozen groep ouderen van alle arbeidsmarktgroepen vermoedelijk de sterkste is.
In de keuze van werkgevers tussen deze
twee groepen gelden dus sterke niet-looninvloeden.
* Beide auteurs zijn verbonden aan het Ministerie van Sociale Zaken en Werkgelegenheid. Zij
dragen uiteraard alleen zelf verantwoordelijkheid voor dit artikel.
1 ) M . van Schaaij k , Loondifferentiatie en werkloosheid, ESB, 21 September 1983, biz. 841-845.
2) Van Schaaijks schattingsvergelijking luidt:
In Wj=4,61ni±
(3,3)
+
1,4 In W o -0,4 In T+ 1,4
(12,3)
(1,0)
(1,1)
(R2 = 0,99, vNR = 1,5).
Wj =
waarin:
Wj = werkloosheidspercentage
mannen
van
mannen
van
15-18 jaar per december;
W 0 = werkloosheidspercentage
25-39 jaar per december;
Lj = verdiend uurloon mannen < 21 (index
1947 = 100);
Lo = verdiend uurloon mannen totaal (index
1947 = 100);
T = trend, 1950 = 1, oplopend tot 1982 = 33
3) Zie bij voorbeeld Nederlands Economisch In-
stituut, Ontwikkelingen en oorzaken van jeugdwerkloosheid, Uitgave Ministerie van Sociale
Zaken en Werkgelegenheid, 1979.
43
Hier wordt ook duidelijk dat onze kritiek op verwaarlozing van veranderingen
in het arbeidsaanbod niet slechts van academisch belang is. Uit figuur 1 blijkt hoe
schoksgewijs het arbeidsaanbod van jongeren onder 19 jaar de laatste 20 jaar is verlopen. Dit valt grotendeels te verklaren uit
,,autonome” invloeden als veranderingen
in de totale bevolkingsonrrang en het aantal onderwijsvolgenden. We zien in deze
cijfers
geen
ondersteuning
van
Figuur 2. Relatieve werkloosheid en verdiende bruto uurlonen, 1962-1982
Bron: CBS
Wj – Werkloosheidspercentage < 19-jarigen
W0 = Werkloosheidspercentage 25-39-jarigen .
Figuur 2.
LJ = Bruto lonen minderjarigen (< 21)
L0 = Bruto lonen meerderjarigen (a 21)
0.6
Van
Schaaijks keuze om voor de veranderende
onderwijsparticipatie e.d. een trendmatige
component in zijh schattingsvergelijking
op te nemen 4).
Het van de analyse uitsluiten van de 19tot 25-jarigen is tevens bevreemdend gelet
op Van Schaaijks herhaaldelijke verwijzingen naar de invloed van het wettelijk minimum-(jeugd)loon, waar immers ook deze
groep jongeren nagenoeg geheel onder
valt.
0,5
0,4
Ten slotte vermelden we als laatste im-
pliciete reductie van Van Schaaijk dat hij
zich beperkt tot jongere en oudere mannen. In andere studies is naar voren gebracht dat voor jonge vrouwen niet dezelfde mechanismen op de arbeidsmarkt aan
de orde zijn als voor mannen 5). Voor
ouderen geldt dit, zoals bekend, eveneens.
Voornoemde reducties zijn deels theore-
1963 1964 l%5 1966 1967 1968 1969 1970 1971
1972 1973 1974 I97S 1976 1977 1978 1979
Bron: CBS, SZW.
Plaaljes kijken
Ook de tweede empirische onderbou-
tisch, deels statistisch van belang. Zij ma-
wing van Van Schaaijks stelling blijkt bij
ken de schattingsvergelijking ongeschikt
voor toetsing van Van Schaaijks algemene
hypothese. Ook voor toetsing van de vraag
nadere beschouwing geen stand te houden.
Hij vermeldt eerst dat van de invoering en
veranderingen van het minimum(jeugd)-
of voor jongeren de werkloosheidskansen
loon een exogene impuls uitging op de beloningsverhouding van jongeren versus
verbeteren door verlaging van het (minimum) jeugdloon is zijn analyse te beperkt
door verwaarlozing van allerlei niet-loon-
invloeden, van het onderscheid tussen
vraag- en aanbodveranderingen en tussen
mannen en vrouwen, en de niet logische
leeftijdskeuze. Wat is dan nog de waarde
van een hoge correlatiecoefficient 6)?
Figuur 1. Mutaties van de bevolking, afhankelijke beroepsbevolking en onderwijsvolgenden (IS- tot 19-jarige mannen),
in procentuele veranderingen
ouderen. Vervolgens constateert hij dat er
op de vier momenten dat dit gebeurde (in
1964,1969, 1974 en 1981)draaipunten waren in de relatieve werkloosheid van jonge-
ren ten opzichte van ouderen. Ten derde
zou tussen de draaipunten de relatieve
werkloosheid vrij stabiel zijn geweest.
Uit figuur 2 blijkt geen onderbouwing
van deze redenering. De eerste stap zien we
niet steeds terug: in 1969 werd het minimumloon voor volwassenen ingevoerd
waardoor jongeren op een relatieve achterBevolking
Procenten
Afhankelijke beroepsbevolking
+ + + + Onderwijsvolgenden
stand zouden komen. Figuur 2 laat zien dat
dit niet gebeurde: het relatieve jeugdloon
ging omhoog. In 1974 werd het minimumjeugdloon ingevoerd, zodat een stijging
van het relatieve jeugdloon zou worden
verwacht. De figuur laat ook van deze exogene schok echter niets zien. Hetzelfde
beeld geeft de grafiek voor 1981: de jeugdloonverlaging leidde toen niet tot een exogene schok in de loonverhouding. Zelfs het
rekening houden met enige vertraging in de
doorwerking van de wettelijke maatregelen brengt ons niet dichter bij Van
Schaaijks conclusie. We moeten dan ook
constateren dat de auteur hier de veranderingen in de wettelijke regelingen ten onrechte heeft verward met de loonverhoudingen in de werkelijkheid. Kennelijk houden partijen op de arbeidsmarkt zich niet
zo strikt aan de bedoelingen van de wetgever als Van Schaaijk veronderstelde. Het
lijkt eerder omgekeerd zo te zijn dat de
wetgever de ontwikkeling op de arbeidsmarkt volgt.
De tweede gedachte is dat in de bovengenoemde jaren de relatieve werkloosheid
draaipunten laat zien. De lezer ziet al meteen dat dit zich evenmin in figuur 2 aftekent. Er is een veelheid aan draaipunten
die de conclusie niet wettigt dat het wettelijk minimumloon bepalend is geweest
4) De vorm van de trend is zodanig gekozen dat
de jeugdwerkloosheid jaarlijks ,,autonoom”
daalt, met in het begin van de periode een grotere
procentuele afneming dan aan het eind.
5) NEI-studie op.cit., en: Sociaal en Cultureel
Planbureau, Jeugdwerkloosheid, achtergron-
den en mogelijke ontwikkelingen, Rijswijk,
1980.
6) Als een specificatie theoretisch niet plausibel
is, verliezen statistische eigenschappen als een
hoge R^ nun betekenis. Bovendien is bij een spe1963 1964 196! 1966 l%7 1968 1969 1970 1971
Born: CBS.
44
1972 1973 1974 1975 1976 1977 1978 1979 1980 1981
1982
cificatie in niveaus, zoals Van Schaaijk heeft geschat, een hoge R^ niet verrassend vanwege
trendcorrelaties.
voor de verschuivingen in de relatieve
dan dat van hun ,,concurrenten” op de ar-
jeugdwerkloosheid. Overigens zij opgemerkt dat er wel een zekere correlatie uit de
figuur valt af te lezen tussen veranderingen
beidsmarkt. We verwachten bij deze variabele dan een coefficient met een negatief
— hun marktaandeel toenemen. Dit is
loonverschillen de relatieve werkgelegenheid (substitutie) niet significant bei’nvloeden, hoeft dit niet te gelden voor volumeeffecten van loonsverlaging. Een loonsverlaging (al of niet relatief) zou meer arbeidsplaatsen kunnen opleveren via de
substitutie van kapitaal en arbeid. Met een
voorbeeld wordt dit duidelijk. Als de lonen
van loopjongens worden verlaagd zullen
loonmutaties, en des te meer door de con-
plausibel bij de veronderstelling dat jonge-
zij geen arbeidsplaatsen gaan innemen van
juncturele ontwikkeling.
Ten slotte zien we de meeste draaipunten
in de relatieve werkloosheid als de wettelijke loonsystematiek niet verandert, zodat
van de stabiliteit tussen Van Schaaijks
draaipunten ook niet veel blijkt. Al met al
ren dan een groter aandeel van de sollicitanten vormen en zo een grotere kans krijgen om te worden aangenomen (steeds ten
opzichte van ouderen).
De derde invloed op het marktaandeel
van jongeren gaat uit van de ontwikkeling
van de totale werkgelegenheid. Verwacht
kan worden dat bij een algemeen afnemen-
oudere loopjongens, want ouderen zaten al
niet in het jongerensegment. Wel kan door
in enerzijds de werkelijke (dus niet wettelij-
ke minimum-)lonen en de relatieve werkloosheid. De grootste sprong in relatieve
werkloosheid, van 1970 naar 1978, lijkt
echter veel minder te zijn bepaald door de
achten we ook de tweede empirische onder-
bouwing van Van Schaaijks stellingname
ontoereikend. Ten onrechte legt hij een
statistisch en zelfs causaal verband tussen
wettelijke (exogene) loonmaatregelen, de
werkelijke ontwikkeling en de relatieve
werkloosheid. Ook elders is er op gewezen
dat in de tweede helft van de jaren zeventig
door werkgevers aan jongeren vaker dan
voorheen een hoger loon dan het wettelijk
minimum werd geboden; dit ondanks de
toenmalige hoge en stijgende relatieve
jeugdwerkloosheid 7).
Relatieve jeugdwerkloosheid meer een
algemeen werkgelegenheidsprobleem
Hoe men de gereduceerde en empirisch
beperkte onderbouwing ook moge beoordelen, het valt uiteraard nimmer te ver-
wachten dat een model, laat staan een vergelijking, een complect beeld geeft van de
complexe werkelijkheid van de jeugdwerkloosheid. Wel blijkt het eenvoudig om een
groot deel van de genoemde reducties te
vermijden. Zo hebben wij in onderstaande
specificatie wel rekening kunnen houden
met het verschil tussen vraag en aanbod,
veranderingen in de onderwijsparticipatie
van jongeren en uiteraard ook de relatieve
loonveranderingen. Bovendien is de vergelijking met goed resultaat toegepast op zowel de leeftijdsgroepen die Van Schaaijk
hanteert, als op de scheiding ouder versus
jonger dan 23 jaar. Wij stellen in deze specificatie werkgelegenheid, en niet de werkloosheid centraal. De relatieve werkgelegenheid, dus de keuze om een arbeidsplaats door of een jongere of een oudere
werknemer te laten bezetten, is immers wel
direct onderworpen aan de invloed van de
vragende partij, de werkgevers. Het is ook
teken.
De tweede verklarende variabele is de
verandering van het relatieve aanbod. Als
het aanbod van jongeren sterker toeneemt
dan dat van ouderen, zal — ceteris paribus
de werkgelegenheid er minder vacatures
vrijkomen, terwijl ouderen hun arbeids-
plaatsen minder snel zullen vrijmaken. De
kansen van nieuwe toetreders (vooral jongeren) nemen in zo’n situatie relatief snel
af omdat zij minder werkervaring hebben.
De schattingsresultaten van de aldus gespecificeerde gedachten 8) zijn in tegenspraak
met Van Schaaijks algemene stelling. Welke indeling van jongeren versus ouderen
men ook neemt, de relatieve loonontwikkeling beinvloedt hun marktaandeel niet
significant, terwijl het teken positief is (zie
vergelijking I in voetnoot 8).
De twee andere verklaringen blijken wel
significant, zodat blijkt dat Van Schaaijk
inderdaad ten onrechte de verschillende invloeden van vraag en aanbod heeft veronachtzaamd. Overigens blijkt de relatieve
aanbodontwikkeling niet significant te
worden beinvloed door de relatieve loonontwikkeling, en staat dus kennelijk vooral onder autonome invloeden, zoals de bevolkings- en onderwijsontwikkeling. Het
grootste gewicht in de verklaring van de relatieve werkgelegenheid van jongeren
wordt uiteindelijk gevormd door de totale
werkgelegenheid (zie vergelijking II in
voetnoot 8). Van Schaaijks waarschuwing
dat algemene loonmatiging per saldo voor
de werkgelegenheid niet effectief is wint
daarmee aan belang. Zonder groei van het
aantal arbeidsplaatsen lijken jongeren
geen grotere kans van slagen te hebben.
Met nadruk wijzen wij crop dat ,,onze”
specificatie van de relatieve werkgelegenheid ook vele beperkingen kent; deels de-
werkende ouderen. Men kan dit quotient
blijkt het vertrouwen van Van Schaaijk in
zien als een soort marktaandeel van jongeren in de werkgelegenheid.
de werking van prijsinvloeden op de markt
seerd in de redenen waarom dit marktaandeel soms is verslechterd, en dan weer verbeterd. De eerste verklarende variabele die
we onderzoeken is de relatieve loonontwikkeling. De gedachte is, conform de stelling
van Van Schaaijk, dat jongeren zich uit de
markt prijzen als hun loon harder stijgt
ESB 11-1-1984
voorwaarde dat de gemiddelde loonontwikkeling ongewijzigd moet blijven. Dit
impliceert dat tegenover iedere relatieve
loondaling (voor jongeren bij voorbeeld)
elders een loonstijging moet plaatsvinden
(bij ouderen). De analyse over loondifferentiatie zou pas complect zijn indien
onder ogen wordt gezien of dergelijke
loonsverhogingen tot verlies van werkgelegenheid leiden. Zoals gezegd, wij onderzochten dit evenmin als Van Schaaijk.
Conclusie
De tentatieve berekening van Van
Schaaijk over jeugdlonen en jeugdwerk-
7) W. Salverda, Jeugdwerkloosheid, jeugdloon
en arbeidstijdverkorting, Tijdschrift voor PolitiekeEkonomie, Amsterdam, September 1983.
8) Kwantificering werkgelegenheid jongeren (<
23 jaar) versus ouderen:
, aantal arbeidsplaatsen jongeren >.
Werkt de markt niet?
dat zij invloed hebben op de werkloosheid.
De relatieve werkgelegenheid is weergegeven door de verhouding van het aantal werkende jongeren ten opzichte van het aantal
We zijn nu uiteraard vooral geinteres-
zelf groter worden, bij voorbeeld als werkgevers loopjongens lonend vinden vergeleken met uitbesteding bij de PTT. Dit heeft
echter niets te maken met substitutie tussen
jong en oud, of tussen hogere en lagerbetaalden.
Bij een dergelijke loonmatiging duiken
andere problemen op, zoals een eventuele
macro-economische vraaguitval.
Dit
brengt ons wel op een nieuw probleem van
loondifferentiatie. Om vraaguitval te
voorkomen stelt Van Schaaijk als rand-
aantal arbeidsplaatsen ouderen
zelfde als we bij Van Schaaijk aantroffen.
We hebben echter wel laten zien dat het
voorzien in een theoretische omissie, door
wel rekening te houden met aanbodmutaties, ingrijpende gevolgen heeft. Daarmee
alleen via deze weg van de werkgelegenheid
zo’n loonsverlaging wellicht het segment
ongegrond. Kennelijk zijn andere factoren
bepalend voor de keuze van werkgevers
tussen jongeren en ouderen. Jongeren vormen wellicht een apart arbeidsmarktsegment voor werk dat kortdurend en con-
junctuurgebonden is, en een relatief lage
scholing en ervaring vereist. Dan spelen
loonimpulsen voor werkgevers een ondergeschikte rol. Waar wij conciuderen dat
afhankelijke beroepsbevolking jongeren j.
afhankelijke beroepsbevolking ouderen
Ljo = mutatie van
/ gemiddeld bruto uurloon mannen < 21 jaar v.
gemiddeld bruto uurloon mannen > 21 jaar
At = mutatie totale werkgelegenheid.
1 AJO = 0,4 LJO + 0,9 BJO + 1 ,3 At
R2
(1,69)
: 0,76
(8,0)
(2,54)
DW – statistic: 2,29
0,77 BJO + 1,55 At
»A jo =
R2
(8,8)
•
(3,0)
:0,71
DW – statistic : 1,99
Aantal waarnemingen: 13 (1970-1982)
45
loosheid is een particle benadering van zijn
algemene pleidooi voor loonsverlaging
voor alle sociaal-economisch zwakke groe-
pen. Ook voor de arbeidsmarktkansen
voor jongeren houdt zijn onderbouwing
theoretisch noch empirisch stand. Het re-
kening houden met onder andere aanbodsveranderingen leidt tot andere conclusies.
Van Schaaijk had kennelijk meer gelijk
dan hij vermoed zal hebben toen hij
schreef dat een duidelijk empirisch bewijs
ontbreekt voor de stelling dat denivellering
de werkloosheidskansen van de laagstbetaalden kan beperken.
Ferd Crone
Paul Westra
Naschrift
Met het betoog van Crone en Westra ben
ik het grotendeels eens: er bestaat geen
hard empirisch bewijs voor de stelling dat
denivellering de werkloosheidskansen van
laagbetaalden zal beperken. Daarentegen
ben ik het echter oneens met hun verwijzingen naar mijn artikel. Aan het begin van
hun reactie citeren Crone en Westra een
deel van een zin uit de conclusie van het artikel ,,Loondifferentiatie en werkloosheid”. Het begin van die zin laten ze weg,
evenals de eropvolgende zin, en delen ver-
volgens mee dat deze stelling zonder veel
voorbehoud wordt gepresenteerd. Wie
mijn artikel nog eens naleest, zal ontdekken dat daarin op verscheidene plaatsen
het nodige voorbehoud wordt gemaakt.
Aan het slot van hun reactie concluderen
Crone en Westra dat ik kennelijk meer gelijk had dan ik vermoed zal hebben. Indirect lijken ze daarmee aan te geven niet
mijn artikel te hebben bekritiseerd doch
slechts datgene wat zij denken dat ik zou
vermoeden.
De lezer zal zich nu afvragen waarom
een artikel werd gewijd aan een zaak waar-
bij zoveel voorbehoud wordt gemaakt.
Juist vanwege dat voorbehoud is mijn artikel grotendeels gewijd aan de vraag of een
loonkostenverlaging van de laagstbetaalden mogelijk is zonder dat de netto inko-
mens van de laagste welvaartsgroep worden aangetast. Dan zou immers gelden:
baat het niet, het schaadt ook niet.
De reactie van Crone en Westra heeft
grotendeels betrekking op een voetnoot
(sic!) bij mijn artikel. Het komt wel voor
dat men in een artikel een regressiebereke-
langrijke, wisselende structurering aan in
het segment van de betaalde arbeid. Zij
compliceren de economische ruilprocessen, vermengen zich ermee en werken op de
diverse maatschappelijke niveaus met en
tegen elkaar in. Het beeld van de arbeidsmarkt wordt daardoor steeds diffuser
en theoretisch nog moeilijker grijpbaar,
laat staan verklaarbaar. Er is geen afdoende kwantitatieve methode beschikbaar om
het gewicht van de verschillende factoren
en processen te meten” 1).
Ook hier lijkt te gelden dat een uitzondering de regel bevestigt. Er zijn indicaties
dat er een relatie bestaat tussen de beloningsverhouding versus werkloosheidsverhouding van jongeren ten opzichte van
personen van middelbare leeftijd.
Categorieen werknemers van verschillende leeftijd maken deel uit van dezelfde
economie. Voor de invloed van algemene
economische variabelen op hun werkloosheidsverhouding geldt daarom de ceteris
paribus-clausule. Die geldt echter niet voor
de diversiteit in het specifieke arbeidsmarktgebeuren van verschillende
leeftijdsgroepen. Vanwege die diversiteit is
het a priori bepaald niet uitgesloten dat de
werkloosheidsontwikkeling van personen
van verschillende leeftijd varieert. Bij
bestudering van de werkloosheidsontwikkeling gecorrigeerd voor WAO, van personen van middelbare versus oudere leeftijd,
blijkt er echter een opmerkelijk stabiele relatie
te
bestaan
tussen
hun
werkloosheidspercentages (zie figuur 1).
Met inachtname van een constante term, is
de verhouding van de werkloosheidspercentages stabiel, ongeacht het niveau van
de werkloosheid. Een dergelijke uitkomst
ligt niet in de lijn der verwachting indien
men een vraag- en aanbodtheorie hanteert
waarbij de werkloosheid niet meer dan een
saldo is. Dit verschijnsel kan echter wel
worden beschreven op basis van de gedachte dat het werkloosheidspercentage een
spanningsvariabele is. De diverse deelmarkten op de arbeidsmarkt bei’nvloeden
elkaar wederzijds. Een toenemende spanning dan wel ontspanning op de ene deelmarkt vloeit over naar de andere deelmarkten, maar de spanningsrelatie verandert niet als het spanningsniveau verandert. Een dergelijk verschijnsel is ook in de
natuurkunde bekend. Men denke aan de
inductie en aan de communicerende vaten.
Zolang er geen bijzondere verstoringen optreden, zoals de invoering van de WAO of
ning een belangrijke plaats in de bewijs-
constatering dat er slechts een substantieel
effect lijkt te verwachten bij een aanzienlijke loonkostenverlaging van (notabene) een
sociaal-economisch zwakke groep, speelt
die regreSsieberekening geen rol in mijn
betoog.
Het is vrijwel ondoenlijk om in het com-
Figuur 1. Werkloosheidspercentages van
mannen van 25-39 jaar en van 40-64 jaar
(jaargemiddelden)
Percentage werkloosheid
fie’ren. Nagelkerke zegt daarover in een
overzicht van de diverse arbeidsmarkt-
1) A.G. Nagelkerke, in: W.H.J. Reynaerts
(red.), Arbeidsverhoudingen in theorie en praktijk, deel 2, Tilburg, 1983.
2) In mijn artikel heb ik aangegeven dat in veel
cao’s het jeugdloon is gekoppeld aan het laagste
loon voor een volwassene. Een verhoging van
het minimumloon voor volwassenen leidde daarom tot een relatieve stijging van het loon van
ren, omdat het minimum in de gemiddelde belo-
ning van ouderen een veel lager gewicht heeft
dan bij jongeren. Tot mijn verbijstering dichten
Crone en Westra mij toe hier een relatieve verlaging voor ogen te hebben, terwijl ze zelf zien dat
3) In figuur 2 van Crone en Westra wordt dit
verschijnsel niet zichtbaar. Die figuur kent namelijk slechts twee invalshoeken: werkloos-
heidsverhouding en tijd. Het niveau van de
werkloosheid komt er niet in voor. De hier gehanteerde figuur bevat in feite drie invalshoe-
x.xx
• Belrefl jaren I95(M966
Belrer aren 1967-1982
(seder) nvocring WAO)
theorieen het volgende: ,,Machts- en insti-
Perce age werktoosheid
tutionaliseringsprocessen brengen een be-
25 39 jaar
46
ren versus personen van middelbare leeftijd is daarentegen wel enkele malen een
exogene impuls uitgegaan, namelijk via
het minimumloon. In 1969 werd het minimumloon voor volwassenen wettelijk ingevoerd, maar daarvoor, in 1964, was het in
belangrijke mate in de praktijk al ingevoerd 2). In 1974 werd het minimumjeugdloon ingevoerd. In 1981 werd dat verlaagd
(ingaande op de verjaardagen, dus pas in
1982 volledig effectief). In die jaren veranderde de relatie tussen de werkloosheidspercentages van jongeren en die van personen van middelbare leeftijd. In de perioden
tussen die jaren waren er stabiele relaties
tussen die werkloosheidspercentages. In figuur 2 ziet men enkele duidelijke breuken
3). De perioden 1950-1964, 1965-1973,
1974-1981 endepunten 1982 en 1983springen er uit 4). (De perioden 1961-1964 en
1964-1969 komen in de figuren niet goed
uit de verf, omdat die slechts enkele punten
bevatten, terwijl de werkloosheid in die perioden minder varieerde dan in de andere
perioden.)
Er vindt een verschuiving plaats in de tegengestelde richting van de impuls in de beloningssfeer. Dit geeft een duidelijke aanwijzing voor het bestaan van een oorzakelijk verband tussen de hoogte van het minimumloon en de werkloosheidskans. Een
bewijs is het niet, want het is immers denkbaar dat er juist in die jaren waarin er een
impuls vanuit de beloningssfeer plaatsvond tevens andere variabelen werkzaam
zijn geweest die de breuken hebben veroorzaakt. Een bewijs zou pas kunnen worden
er een relatieve verhoging plaatsvond.
4O65 jaar
plexe arbeidsmarktgebeuren theoretisch
plausibele samenhangen empirisch te veri-
houdingen, blijkt er een stabiele relatie tussen de spanningen op de deelmarkten, ongeacht de stand van de conjunctuur, ongeacht de spanning op de arbeidsmarkt als
geheel. Op de beloningsverhouding van
personen van middelbare leeftijd versus
ouderen is geen exogene impuls uitgegaan.
Het minimumloon voor volwassenen geldt
immers voor beide groepen.
Op de beloningsverhouding van jonge-
jongeren t.o.v. het gemiddelde loon van oude-
voering geeft. Dat is in mijn artikel echter
geenszins het geval. Crone en Westra hebben daar overheengelezen. Behoudens de
een exogene impuls op de beloningsver-
ken: werkloosheid jongeren, werkloosheid personen middelbare leeftijd en de tijd.
4) De werkloosheidspercentages voor 1983 zijn
geraamd op basis van de cijfers betreffende 1982
en de mutaties oktober 1982-oktober 1983.
Figuur 2. Werkloosheidspercentages van
mannen van 14-18 jaar en van 25-39 jaar
(ulitimo jaar)
Percentage werklooshtid
kel, gewezen op het ontbreken van een
hard empirisch bewijs. Het verwijt van
Crone en Westra dat ik deze zaak zonder
veel voorbehoud zou hebben gepresenteerd is daarom niet correct.
14-18 ia.r
Noch de door mij, noch de door Crone
en Westra uitgevoerde regressieberekening
kan dienen als bewijs voor de stelling dat
een relatieve loonsverlanging van laagbetaalden hun werkgelegenheidskansen bei’n-
• Belrefl iaren 1950-1964
X Belrefljaren 1965-1973
If. Belrefljaren 1974-1981
Percentage werkloolheid
van mannen van
25-39 jaat
geleverd als er een alomvattend arbeidsmarktmodel ter beschikking zou staan.
De samenhang tussen werkloosheidsverhouding en exogene impulsen op de belo-
vloedt. Dat geldt echter evenzeer voor de
stelling dat zulks niet het geval zou zijn. De
regressie-analyse laat ons hier in de steek.
Wel zijn er, zie mijn figuren, aanwijzingen
voor het bestaan van een oorzakelijk verband tussen minimumloon en werkgelegenheidskans. Dat verband is ook theoretisch plausibel. Gegeven die aanwijzingen
kan men een regressieberekening hanteren,
maar slechts als een hulpmiddel om een
belen mee te nemen, maar ook omdat zo-
mogelijke orde van grootte te kwantificeren.
In de reactie van Crone en Westra zie ik
geen aanleiding mijn artikel te wijzigen.
Wel wil ik van deze gelegenheid gebruik
maken om er, op persoonlijke titel, wat
aan toe te voegen. Het werkloosheidspercentage van jongeren is zoals bekend zeer
wel de intensiteit als het vertragingspa-
hoog. In een poging om de groei van de
troon van het door de beloningsimpuls opgeroepen effect niet goed bekend is. Zo
vond de invoering van het minimumjeugdloon op een bepaald moment plaats,
de verlaging van het minimum-jeugdloon
is meer gespreid (zij valt samen met de verjaardag van de betrokkenen). Bij verwaarlozing van vertragingen is het daarom niet
zinvol te kwantificeren in mutaties 5).
jongerenwerkloosheid af te remmen, heeft
ningsverhouding die men uit de figuren
kan aflezen is niet nauwkeurig te kwantificeren. Niet alleen omdat het niet goed mogelijk is om alle potentieel relevante varia-
Voorts kan het effect bij loonsverlaging
de regering in 1981 besloten de minimumjeugdlonen te verlagen. Dit, uit de lonen
van werkende jongeren gefinancierde sociaal-economische experiment, werd ge-
volgd door een werkloosheidsgroei van
jongeren die achterbleef bij die van ouderen en in 1983 zelfs absoluut afnam. Het is
uiteraard denkbaar dat dit verschijnsel
de premies AWBZ, AAW, AKW, ZW en
ZFW. Voorts ligt het gebruik van de
AOW-voorziening voor hen ver in de toekomst (in vele bedrijven betalen personen
beneden 25 jaar daarom geen pensioenpremie). Ook vanwege de invalshoek van de
solidariteit is er reden om de kleinste
schouders bij het heffen van sociale lasten
te ontzien 8). Een verlaging van de
minimum-jeugdlonen kan enerzijds leiden
tot een verschuiving van werkloosheid,
doch daarnaast is een per saldo verminderde werkloosheid niet uitgesloten. De omvang van het netto effect is onbekend.
Voor deze maatregel geldt wellicht: baat
het niet, het schaadt ook niet.
Daarnaast zijn er ook andere maatregelen denkbaar. De overheid zou, indien de
sociale partners daar behoefte aan hebben,
kunnen overwegen toe te staan dat er in bepaalde sectoren van de economic onder bepaalde condities een verlaagd minimumloon wordt ingevoerd. Te denken valt
daarbij aan onder internationale concurrentie opererende industriele bedrijven.
Onder conditie dat de werkgelegenheid in
die bedrijven daardoor toeneemt, zou hun
kunnen worden toegestaan om werklozen
tegen een verlaagd minimumloon in dienst
te nemen. Men kan een verlaagd minimumloon toestaan, dat netto toch meer is
dan de bijstandsuitkering. Dat betekent
een tot circa 30% lager minimum-loonkostenniveau, bij een hoger netto inkomen
voor betrokkenen (uitwonende 18- en 19jarigen en de alleenverdienende gehuwden
daargelaten, tenzij men voor die groep een
speciale toeslag zou creeren).
door andere variabelen is veroorzaakt 6).
i.p.v. -verhoging qua omvang verschillend
Indien een regering echter ziet dat een be-
zijn. Verder varieert de beloningsverhouding van jongeren versus ouderen ook van-
paalde maatregel wordt gevolgd door het
wege andere factoren dan exogene impul-
door haar beoogde effect, is het te begrijpen dat ze zo een maatregel herhaalt; in de
sen. De feitelijke loonontwikkeling wordt
loop van 1983 werden de minimum jeugd-
behalve door cao-wijzigingen en veranderingen in minimumloon ook bepaald door
de incidentele component. Die is een ge-
M. van Schaaijk
zijn dat eind 1984 blijkt dat het door de regering beoogde effect wederom optreedt,
lonen wederom verlaagd. Mocht het zo
tuur en wijzigingen onder invloed van veranderende vraag- en aanbodverhoudin-
dan zal vermoedelijk worden overwogen
om die maatregel wederom te herhalen.
In mijn artikel heb ik zeer in het kort
gen. Ten slotte kan de invloed van de ver-
aangegeven dat het echter ook mogelijk is
andering van de minimum-jeugdlonen niet
geheel worden afgelezen van de feitelijke
loonontwikkeling, omdat er bij de vaststel-
om de loonkosten van jongeren te verlagen
volg van wijzigingen in de personeelsstruc-
ling van de minimumlonen tot op zekere
hoogte sprake kan zijn van een marktvolgend beleid.
Aan het gebruik van een regressieberekening als bewijsmiddel in dit kader kleven
mijns inziens dus nog meer bezwaren dan
Crone en Westra aanvoeren. Dat is voor
mij reden geweest om mijn regressiebere-
zonder aantasting van hun netto lonen, nl.
door het verschuiven van sociale lasten van
jongeren naar ouderen. Dat kan bij voorbeeld via het inbouwen van een franchise in
toog, behoudens de constatering dat een
de sociale lasten werkgevers van jongeren.
Zo’n maatregel leidt noch tot een toename
van de collectieve druk 7), noch tot een toename van het financieringstekort. Een nadeel van deze maatregel is echter dat ze een
plotselinge loonkostenstijging impliceert
bij het bereiken van de leeftijd van 23 jaar.
Dat is echter in belangrijke mate te voorko-
substantieel effect op de werkloosheids-
men door de franchise bij de oudste leef-
kansen van de laagstbetaalden slechts lijkt
te kunnen worden bereikt door een aan-
tijdsgroep van jongeren geleidelijk af te
bouwen. De loonkostendaling is dan het
zienlijke loonsverlaging voor deze (notabe-
grootst bij de jongste jongeren. Dat is te-
ne) soci^al-economisch zwakke groep.
Vandaar dat ik die regressieberekening in
een voetnoot heb gezet en in de tekst duidelijk heb vermeld dat het hier slechts om een
poging tot kwantificering van een mogelijke orde van grootte gaat. Verder heb ik,
zelfs op verscheidene plaatsen in mijn arti-
vens de groep met het hoogste werkloosheidspercentage. Bij deze maatregel wordt
er geen afbreuk gedaan aan het verzekeringskarakter van de sociale verzekeringen. Werkende jongeren maken immers in
mindere mate dan ouderen gebruik van
kening geen functie te geven in mijn be-
ESB 11-1-1984
voorzieningen die worden gefinancierd uit
5) Crone en Westra schatten in mutaties over de
periode 1970-1982. Daarbij zijn er slechts twee
mutaties in de loonvariabele, nl. 1974 en 1981,
waarbij er een exogene impuls speelt.
6) Zoals een toename van de onderwijsparticipatie onder invloed van de verlaging van werkloosheidsuitkeringen van jongeren.
7) Wel stijgt de marginale druk voor volwasse-
nen, zij het licht (nl. een procentpunt) (in label 2
van het artikel staat o. Dat is een zetfout).
8) Een thuiswonende 18-jarige werkloze met een
bijstandsuitkering gaat er netto 100% op vooruit
als hij of zij een baan vindt tegen het minimumjeugdloon. Die baan zal hij/zij echter slechts
vinden als er een werkgever is die de vruchten
van zijn of haar arbeid kan verkopen voor een
bedrag gelijk aan vier maal de omvang van die
bijstandsuitkering. Behalve het netto loon heeft
de werkgever namelijk een vrijwel even groot bedrag aan kosten betreffende sociale premies en
belasting.