Het aanbod van arbeid
door gehuwden
P. S. A. RENAUD – DRS. J. J. SIEGERS*
Het individuele arbeidsaanbod wordt in de economische leerboeken doorgaans verklaard uit niet
meer dan twee variabelen: de loonvoet en het niet-arbeidsinkomen. In dit artikel wordt verslag
gedaan van een onderzoek naar de invloed van beide variabelen op het arbeidsaanbod van
gehuwde mannen en vrouwen. Daarbij is ook gekeken naar de invloed van de leeftijd en die van
de aanwezigheid van kinderen. De resultaten weerspiegelen de traditionele taakverdeling in het
gezin tussen man en vrouw: de man doet het meeste betaalde en de vrouw het meeste
onbetaalde werk. De ongelijkheid is groter als er kinderen zijn. Een belangwekkende bevinding is
verder de sterke samenhang die wordt aangetoond tussen de ontwikkeling van de reele bruto
uurlonen en de stijging van de arbeidsmarktparticipatie van de vrouw.
Inleiding
Het arbeidsaanbod van gehuwden in de economische theorie
De economische analyse van het individuele arbeidsaanbod is
in ons land tot op hedcn nog praktisch een onontgonncn tcrrein.
De geringe belangstelling van Nederlandse economisten voor dit
onderwerp hangt vermoedelijk in de eerste plaats samen met het
feit dat de toonaangcvenden onder hen voornamelijk macro-cconomen zijn 1). Een tweede oorzaak is gelegen in het gcbrek aan
adequate data voor de schatling en toetsing van arbeidsaanbodmodellen.
De afgelopen jaren zijn echter ook in ons land een aantal
vraagstukken in het centrum van de belangstelling komen te
staan waarvan duidelijk is dal zij zich niet lenen voor een uitsluitend macro-eeonomische benadering. Tot deze vraagstukken behoren met name die, welke betrekking hebben op de invloed van
de belasting- en premiehelTing en de sociale uitkeringen op het
arbeidsaanbod 2). Tevens is enige vcrbetering opgetredcn in de
beschikbaarheid van data die voor een micro-economische analyseringvan deze vraagstukken benodigd zijn. Hierbij kan vooral
worden gedacht aan de sinds 1973 om het jaar door het CBS uitgcvoerde arbeidskrachtentellingen. Een belangrijk bezwaar is
echter dat deze tellingen geen c.q. geen adequate inkomensgege ens bevatten. In dit artikel wordt gebruik gemaakt van een eenmaligenquete-onderzock dat deze informatie wel bevat, te wcten
het Aanrulleiid Voorzieningengebruik Onderzoek 1979 van het
Sociaal en Cultured Planbureau. De uitgevoerde analyses zijn
tocgepast op de gegevens van 3.114 echtparen waarvan alle benodigde data bekend waren en waarvan beide partners jonger
waren dan 65 jaar. Onderzocht is in hoeverre het arbeidsaanbod
van gehuwde mannen en gehuwde vrouwen wordt beinvloed
door de eigen loonvoet en de loonvoet van de partner, door de
leeftijd en door de aanwezigheid van kinderen van verschillende
leeftijden in het gezin 3). Hierdoor is het mogelijk te komen tot
een schatting van de elasticiteit van het aanbod van arbeid door
gehuwden ten opzichte van hun eigen loonvoet en ten opzichte
van die van hun partner. Daarmee wordt overigens niet meer
dan een eerste slap gezet in de richting van een voor het beleid
bruikbace micro-economische analyse van het arbeidsaanbod.
Zo blijven hier o.a. belastingen en sociale zekerheid buiten beschouwing.
De economische theorie van hel individuele arbeidsaanbod
vormt van oudsher een onderdeel van de micro-economische
theorie van het consumcntengedrag. Tot het terrein van laatstgenoemde theorie behoort het afleiden van vraagfunctics voor
consumptiegocdcren via de maximalisering van een nutsfunctie,
gegeven een inkomensbudgetrestriclie. Wanneer behalve consumptiegoederen ook niet-betaalde tijd in de nutsfunctie wordt
opgenomen en een tijdbudgetrestrictic wordt geintroduceerd, is
het mogelijk vraagfuncties voor niet-betaalde tijd en daarmee
aanbodfuncties voor arbeid af te leiden. Wanneer het totaal aan
consumptiegoederen in de nutsfunctie wordt gerepresentcerd
door het inkomen, dan kan voor een echtpaar een nutsfunctie
ESB 8-6-1983
* De schrijvcrs zijn resp. als student-assistant en wetenschappelijk mcdcwerker vcrbondcn aan het Economisch Instituut van dc Rijksuniversiteil
te Utrecht. Tenzij anders vermeld. zijn de gehanteerde data ontlecnd aan
het Aunrullend t'(ii>r:ieningi’ngchruik Onderzoek /979(AVO 79) van het
Soeiaal en Cultured Planbureau: zie voor nadere informatie omtrcnl
deze enquete SCP. Projijl run dc on-rhcid. Den Haag, 1981, biz. 327 en
H. de Groot. C. A. de K.am en E. Pommer. Ken algemene arheUhdmirrerkorling met lien procenl. SCP, Rijswijk, 1982, biz. 16-18. DC schrijvers zijn het SCP erkentelijk voor het verstrekken van de data, waarbij zij
aangctekend dal een aantal gegevens (waaronder de gebruikte jaarlonen)
gebasecrd zijn op door het SCP uitgevoerde bewerkingen van dc oorspronkelijke gegevens. Tevens dankcn zij dr. C. deGalan voordicnscommentaar op een cerdere vcrsic van dit artikel.
1) Verg. b.v. J. J. van Duijn, Aanbodeconomie in Nedcrland, in: De economic van het aanhod, Preadviezen van de Vereniging voor de Staathuishoudkunde, Leiden/Antwerpen. 1982, biz. 9, alsook L. van der Geesl,
George J. Stigler: pure analyse, ESB, 3 november 1982, biz. 1169.
2) Verg. J. Pen. De crisis van de verzorgingsstaat, in: Orcrleringskansen
ran dc rerzorgingsslaal. Preadviezen van de Vereniging voor de Staathuishoudkunde. Leiden/Antwerpen, 1981. inz. biz. 59-60; J. Pen, Prioriteiten in het economisch onderzoek, in: A. D. WolfT-Albers en H. F. M.
Crombag (red.), I7.v/V.v op onderzoek in cnkelc sociale wetenschappen,
Preadviezen ten behoeve van de beleidsnota maatschappij- en gedragswetenschappen. Den Haag, 1982. biz. 35; Van Duijn. op. cit., biz. 12.
3) Zowel hier als in het navolgende wordt steeds gesproken over loonvoet. ook daar waar het zelfstandigen betreft. Dit ter vermijding van de
wijdlopige uitdrukking arbeidsinkomen per tijdseenheid.
507
worden opgesteld waarin het inkomen. de niet-betaalde tijd van
wordt door de verkregen resultaten onderstcund.
de man en de niet-betaalde tijd van de vrouw als variabelen
Ondersteuning vinden eveneens de veronderstellingen met betrekking tot de effecten van de aanwezigheid van kinderen. Het
arbeidsaanbod van de man wordt door laatstgenoemde factor positief be’invloed en wel sterker door de aanwezigheid van oudere
dan door die van jongere kinderen.
De in label 1 vermelde resultalen belreffende de belaalde arbeidstijd wijken in kwalitalieve zin vrijwel niel af van die belreffende de arbeidsmarklparlicipalie. Hel enige noemenswaardige
verschil is dat ook het posilieve effecl van de aanwezigheid van
kinderen in de leeftijd van 0 l/m 3 jaar thans significanl is. De
elasticileil van hel in uren gemelen arbeidsaanbod len opzichle
van de eigen loonvoel bedraagl 0,27.
voorkomen. Maximalisering van dezc nutsfunctie, gegeven de
relevante inkomens- en tijdbudgetrestricties, levert voor elk van
beide partners een arbeidsaanbodfunctie die aangeeft dat het arbeidsaanbod afhangt van de eigen loonvoet, dc loonvoet van de
partner en het niel-arbeidsinkomen. In de in dit artikel geschatte
arbeidsaanbodvergelijkingen zijn wel de beide loonvoeten opgenomen, maar ontbreckt het niet-arbeidsinkomen, omdat de gehanteerde data daaromtrent onvoldoende informatie bevalten 4).
Met betrekking tot het arbeidsaanbod kunnen twee aspecten
worden onderscheiden: de arbeidsmarktparticipatie (men be-
hoort hetzij wel tot de beroepsbevolking, d.w.z. men verricht bctaalde arbeid of is werkzoekend, hetzij niet) en het aantal uren
dat betaalde arbeid wordt verricht. Omdat bij de beslissing betreffende de arbeidsmarklparticipatie uitsluitend het substitutieefTect een rol speelt, zal dc eigen loonvoet dc arbeidsmarktparticipatie positief bc’i’nvloeden. Bij de beslissing betrclTende het
aantal uren dat betaalde arbeid wordt verricht, werken evenwel
het positieve subslitutie-effect en het negatieve inkomensefTect
tegen elkaar in, zodat een uitspraak a priori omtrent het effect
van een loonvoetverandering op het in uren gemeten arbeidsaanbod niet mogelijk is 5). Ook wat betreft de niet voor het inkomenseffect gecorrigeerde kruiselingse loonvoeteffecten laat de
economische theorie geen uitspraken a priori toe.
Arbeidsaanbod en de aanwezigheid van kinderen
Kinderen kosten zowel tijd als geld. Met behulp van de economische theorie kan worden afgeleid dat de man vooral betaalde arbeid buitenshuis en de vrouw vooral onbetaalde arbeid binnenshuis zal verrichten, wanneer de man bij de aanvang van het
huwelijk (potentieel) een hoger uurloon verdient dan de
vrouw 6). Andere factoren, waaronder met name sociaal-cultu-
Hel arbeidsaanbod door gehuwde vrouwen
Hel arbeidsaanbod van gehuwde vrouwen wordl blijkens de
label positief be’invloed door de eigen loonvoel, maar negalief
door de loonvoet van haar echtgcnool. Te zamcn mel hel voor
de man gevonden resultaat dat diens arbeidsaanbod niet wordl
be’invloed door de loonvoet van de vrouw, suggereren deze uitkomsten dat in de opvatting van de betrokkenen de door vrouw
verrichte onbetaalde arbeid wel (gedeeltelijk) door de man kan
worden gedaan, maar de door de man verrichte onbetaalde arbeid niel door de vrouw.
De in de label vermelde arbeidsaanbodelasticileilen geven aan
dat de gevoeligheid van het arbeidsaanbod van de gehuwde vrouwen aanzienlijk groter is voor veranderingen in de eigen loonvoet dan voor veranderingen in de loonvoel van de man. Tevens
blijkt dat gehuwde vrouwen veel sterker dan gehuwde mannen
reageren op veranderingen in de respectieve eigen loonvoeten.
Evenals voor de mannen werd gevonden, heeft bij de vrouwen
rele, versterken deze arbeidsverdeling tussen man en vrouw 7).
Dit betekent dat naar verwachting de tijdkosten van kinderen
met name voor rekening komen van de vrouw en de geldelijke
kosten voor rekening van de man. De aanwezigheid van kinderen heeft dan een negatief effect op het arbeidsaanbod van de
vrouw en een positief effect op dat van de man.
Omdat met het ouder worden van de kinderen de tijdkosten afen de geldelijke kosten toenemen 8), zal naarmate de kinderen
ouder zijn het genoemde negatieve effect zwakker en het genoemde positieve effect sterker zijn. De door de aanwezigheid
van jonge kinderen veroorzaakte reductie van het arbeidsaanbod
van de vrouw is naar verwachting geringer wanneer tevens kinderen van twaalf jaar en ouder aanwezig zijn. Voor laatstge-
noemde kinderen gcldt immers dat hun tijd en die van de ouders
geheel of gedeeltelijk substitueerbaar zijn wat betreft de onbetaalde arbeid binnen het huishouden, waaronder de begeleiding
van jonge kinderen.
4) Wanneer niet-betaalde tijd een normaal gocd is. zodal hel niet-arbeidsinkomen een negatieve invloed uitocfcnt op hel arbeidsaanbod, en
wanneer de loonvoeten en hel niet-arbeidsinkomen positiefgceorreleeerd
zijn, dan zal het weglatcn van hel niel-arbeidsinkomen uil de arbeidsaanbodvergelijkingen leiden tot een onderschatting van de loonvoeteffecten;
zie J. Kmenta, Elements of econometrics. New York, 1971, biz. 392-395.
5) Het inkomenseftect van een stijging van de loonvoet betreft het feit dat
uilgaande van een in eerste instantie gegeven arbeidsaanbod een hogere
prijs voor een u u r werken ccn groler inkomen belekenl en dcrhahc een
grotere vraag naar gocdercn, waaronder nicl-belaalde tijd (mils nict-betaalde tijd een normaal gocd is), dat wil zeggcn een klcincr arbeidsaanbod.
Het substitutie-efTect betreft het fcil dat een hogere prijs voor een uur wer-
ken een hogere prijs voor niel-belaalde tijd betekent, waardoor dc vraag
naar niet-betaalde tijd afncemt, dat wil zeggen het aanbod van arbeid locneemt. Zie voor beide eflccten b.v. E. D. Kalaehek. Labor markets anil
unemployment, Belmont. 1973, biz. 9-10.
6) Strikt gcnomen gaal het hier om het verschil tussen mannen en vrouwen in hun respectieve quotienlen van produktiviteit buitenshuis en bin-
Resultaten
Het arbeidsaanbod door gehuwde mannen
De resultaten van de uitgevoerde analyse zijn vermeld in de label. De arbeidsmarktparticipatie door gehuwde mannen blijkt
overeenkomstig hetgeen op theoretische gronden mocht worden
verwacht, positief te worden be’invloed door de eigen loonvoet.
Blijkens de gevonden waarde van de betreffende elasticiteit leidt
een stijging van de loonvoet met 1% tot een stijging van de arbeidsmarktparticipatie met 0,23%. De loonvoet van de vrouw
speelt daarentegen geen rol. Volgens deze uitkomsten heeft de
stijging van het reele bruto uurloon van mannen, die tussen 1971
en 1979 circa 25% bedroeg9), op zich geleid tot een toeneming
in die periode van de arbeidsmarktparticipatie door gehuwde
mannen met 5 a 6% en daarmee de daling van de arbeidsmarktparticipatie door mannen in de jaren zeventig afgeremd 10).
Op grond van het negatieve verband tussen leeftijd en gezond-
heid 11) kan een negatief effect van de leeftijd op de arbeidsmarktparticipatie worden verwacht. Deze veronderstelling
508
nenshuis. Zie b.v. M. S. Cohcn en F. P. Stafford. A life cycle model of the
household’s time allocation. Annuls of Economic and Social Measurement. 1974.
7) J. J. Siegers. Op weg naar gelijkheid van mannen en vrouwen binnen
de maatschappelijke arbeidsverdeling?. Tijdschrifi voor Politieke Ekono-
mie, december 1982.
8) Zie voor dit laatste A. I. V. Massizzo, Wat kost een kind’.’. Inlermediair, 4 april 1975; C. J. Wiebrens. Inkomen en rondkomen. Den Haag.
1981, biz. 26. Het is ovcrigens de vraag of niet sprake is van een schijnsamenhang, doordat de geldelijke kosten niet toenemen met dc lecftijd
van de kinderen, maar met die van dc ouders; verg. ook B. M. S. van
Praag en A. Kapteyn. Kindcrbijslag en kinderaftrck. Iniermediair, 1 november 1976. biz. 7.
9) De bruto uurlonen van meerdcrjarigc mannelijke werkncmers in de
nijverheid en de dienstverlcnende bedrijven namen toen met circa 125%,
aldus door het CBS verstrckte informalic, Het prijsindexcijfer van de gczinsconsumptie voor wcrknemersgezinnen nam toe met ca. 77%: zie
CBS, Tachtig jaren slalisliek in tijdreeksen. 1X99-1979. Den Haag, 1979.
biz. 176 en CBS. Stalixlisrh :ak’hoek 19X2. Den Haag. 1982. biz. 304.
10) De arbeidsmarklparticipaticgraad van mannen daalcle van 76.0 in
1971 naar 69,3 in 1979; zie B. H. G. M. Grubben, Bcvolking en beroepsbevolking; eerste definitieve uilkomsten van de Arbeidskrachtcntclling
1979. Sociale Maandstalisliek. novembcr 1981. biz. 70.
I I ) Verg. b.v. CBS, De leefsilualie van tie Nederlaiulse berolking. 1977.
Dcel 3, Weliijn. werk en levensfasen. Den Haag, 1981. biz. 28 en 29.
Tabel 1. Het arbeidsaanbod door gehuwden: resultaten a)
Vrouwen
Mannen
Verklarende variabelen
betaalde arbeidsbetaalde arbeidsarbeidsmarktarbeidsmarkttijd in uren
tijd in uren
participatie
participatie
per week
per week
Loonvoet man . . . . . . . . . . . . . .
0,0095â„¢
(6,37)
[0,23]
0,4590″
(8,50)
[0,27]
Loonvoet vrouw . . . . . . . . . . . . .
0,0012
(0,49)
[0,02]
0,0523
(0.61)
[0,02]
Leeftijd man . . . . . . . . . . . . . . . .
– 0,0850″
(13,27)
– 0,4934″
(18,25)
Aanwezigheid kinderen:
— geen . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
_
_
– 0,0941*
(2,47)
[-0,29]
0,0316″
(10,61)
[1,87]
0,5559″
(10,44)
[IJl]
– 0,0183″
(17,33)
Leeftijd vrouw . . . . . . . . . . . . . .
– 0,0043*
(2,12)
[- 0,36]
– 0,3674″
(18;29)
_
0,0188
(0,76)
1,7272*
(2,43)
– 0,4705″
(16,28)
0,0667
(1.94)
1,2115
(1,53)
– 0,1981″
(6,10)
0,0790″
(3,29)
3,5216″
(5.17)
– 0,2554″
(9,65)
0,0507″
(3,55)
5,2564″
(7,32)
– 0,0765″
(2,91)
– 1,2719*
(2,57)
— ( O t / m 3 ) * ( > 12) . . . . . . . .
0,0338
(0,38)
0,2413
(0,08)
— (4 t/m 5)* (> 12) . . . . . . . .
– 0,0659
(1,01)
— (6 t/m !!)*(> 12) . . . . . . .
– 0,0778*
(2,55)
Index /
– 5,3852″
(10,62)
— 12 jaar en ouder . . . . . . . . . .
Figuur 1. Indexcijfers van de arbeidsmarktparticipatie door gehuwde vrouwen en de huwelijksvruchtbaarheid (1960=100)
– 3,7712″
(5,88)
— 6 t/m 1 1 jaar . . . . . . . . . . . . .
berekend op basis van de in dc label vermelde arbeidsaanbodelasticiteiten en de ontwikkeling van de reele bruto uurlonen van
mannen en vrouwen. Uit de figuur kan worden afgeleid dat de
ontwikkelingen in de arbeidsmarktparticipatie in belangrijke
-10,0004″
(17,34)
— 4 t/m 5 jaar . . . . . . . . . . . . . .
de arbeidsmarktparticipatie van gehuwde vrouwen zoals die is
_
— 0 t/m 3 jaar . . . . . . . . . . . . . .
getreden uitsluitend ten gevolge van de stijging van de reele brulo
uurlonen. Het resultaat van deze berekening is weergegeven in
de figuur. De ononderbrokcn lijnen geven de feitelijke arbeidsmarktparticipatie door gehuwde vrouwen weer (A) en het huwelijksvruchtbaarheidscijfer (B). Dc onderbroken lijn C staat voor
Interactie-effecten:
Constante . . . . . . . . . . . . . . . . . .
0,3465″
(6,77)
0,2648*
(2,06)
6,0513*
(2,44)
– 1,8118
(0,75)
0,0910
(1,01)
1,7320
(1,02)
– 3,6780″
(3,40)
0,1124″
(2,79)
1,9340*
(2,48)
42,9396″
(25,28)
0,2679″
(4,68)
7,0331″
(7,00)
Gemiddeide waarde van de te
verklaren variabele . . . . . . . . . .
0,91
37,33
0,26
7,08
N …………………….
3114
3114
3114
3114
a) De vergelijkingen ter verklaring van de arbeidsmarktparticipatie zijn geschat met behulp van
probitanalyse, die ter verklaring van de betaalde arbeidstijd met behulp van tobitanalyse. De bij de
Verklarende variabelen vermelde coefficienten betreffen de eerste afgeleiden van de te verklaren
variabelen naar de onderscheiden Verklarende variabelen in net punt waarin alle variabelen hun
gemiddelde waarde aannemen. Dat wil zeggen dat de interpretatie van deze coefficienten analoog is
aan die van de regressie-coefficienten in een lineaire regressie-analyse. Voor de coeflicienten geldt:
” = significant op 1%-niveau, * = significant op 5%-niveau. Tussen ronde haken zijn de (absolute)
t-waarden vermeld. Tussen rechte haken zijn bij de loonvoeten de elasticiteiten weergegeven. De
loonvoeten betreffen de bruto uurlonen, zoals geschat op basis van een loonvergelijking voor mannen en een voor vrouwen, waarbij is gecorrigeerd voor ‘sample selection bias’ door middel van
Heckmans twee-stappen-procedure.
Bron: berekend op basis van AVO-79.
de lecftijd een negatief effect op het arbeidsaanbod. Het effect is
bij hen echter aanzienlijk sterker dan bij de mannen 12).
Ook bij de vrouwen vinden de verondcrstellingen omtrent de
effecten van de aanwezigheid van kindcrcn op het arbeidsaanbod
ondersteuning. De aanwezighed van kinderen beinvloedt het arbeidsaanbod van de vrouw negatief. Dezc ncgatieve invloed is
sterker naarmate de kinderen jonger zijn, zij het dat deze tendens
enigszins wordt verstoord door het effect van de aanwezigheid
van kinderen in dc leeftijd van 4 t/m 5 jaar. De reductie van het
arbeidsaanbod van de vrouw die optreedt wanneer jonge kinderen in het gezin aanwezig zijn. is geringer wanneer tcvens kinderen van twaalf jaar en ouder aanwezig zijn. In vier van de zes gevallen is het betreffende interaclie-effect significant.
Op basis van de gcvonden resultaten kan worden geconcludeerd dat de aanwezigheid van kinderen in het gezin de ongelijkhcid in de verdcling van mannen en vrouwen over betaalde en
onbelaalde arbeid versterkt: het arbeidsaanbod van de vrouw
ncemt erdoor af en dal van de man necmt erdoor toe.
De laatste twee decennia is Nededand gekcnmerkt door een
forse daling van het geboortencijfer en een snelle stijging van de
arbeidsmarktparticipatie door gehuwde vrouwen. Zowel door
economen als door demografen worden beide ontwikkclingen gewoonlijk met elkaar in verband gebracht. Eerstgenoemden zien
dan in de daling van de vruchtbaarheid ccn van dc oorzaken van
de stijging van de arbeidsmarktparticipatie door gehuwde vrouwen, terwijl laatstgenocmden veclal een causaliteit in omgckeerde richting aannemen. Hier ontbrcckt de ruimte om uitvoerig op
dit causaliteitsprobleem in te gaan 13). Volstaan wordt met het
op basis van de gcvonden arbeidsaanbodelasticiteiten berekcnen
van de ontwikkeling van de arbeidsmarktparticipatie door gehuwde vrouwen over de periode 1960 tot 1979 die zou zijn opESB 8-6-1983
1960
1971
1975 1977 1979
jaar”
Bron: A. Arbeidsmarktparticipatie door gehuwde vrouwen: CBS, Arbeidskrachtenlelling 1975, Den
Haag, 1978, biz. 63; B. H. G. M. Grubben, Bevolking en beroepsbevolking; eerste defmiteive
uitkomslen van de Arbeidskrachtentelling 1979, Socials Maandstalistiek, november 1981,
biz. 70 en door het CBS verstrekte, ongepubliceerde informatie.
B. Huwelijksvruchtbaarheid (= aantal echtelijk levendgeborenen per 1.000 gehuwde vrouwen
van 15 t/m 44 jaar): CBS, Tactilig jaren statisliek in lijdreeksen. 1899-1979. Den Haag,
1979. biz. 24 en CBS, Maandsuuisliek lan Bevolking en Volkxgezondheid, Supplement,
1980. biz, 26.
C. Arbeidsmarktparticipatie door gehuwde vrouwen: berekend volgens de arbeidsaanbodelasticiteiten uit de label en door het CBS verstrekte gegevens omtrent bruto uurlonen van meerderjarige werknemers in de nijverheid en de dienstensector, gecorrigeerd voor de ontwikkeling van het prijsindexcijfer van de gezinsconsumptie voor werknemersgezinnen volgens CBS,
Tachlig jaren slalisliek in lijdrteksen, 1899-1979, Den Haag, 1979, biz. 176 en CBS, Suaistisch :akboek I9S2. Den Haag, 1982, biz. 304.
12) Overigens moet bij dc inlcrprctatic van de gcvonden rclatics lusscn
leeftijd en arbeidsaanbod rekcning worden gehouden met net fcil dal de
versehillende lecftijdscategorieen betrekking hebbcn op versehillende ge-
boorteeohorten; zic J. J. Siegers, Dclcrminantcn van dc wckelijkse arbcidsduur in Nederland. ESB. 27 September 1978, biz. 984 en de aldaar
vermelde lileratuur. De gchantecrdc data latcn ecu seheiding van leellijdcn eohortclTeelen eehtcr niot toe.
13) Zie o.a. J. J. Siegers. Dc relalie tusscn de arbeidsmarktparticipalie
door gehuvvdc vrouwen en de aanwezigheid van jonge kinderen in bet gezin: een analyse op basis van het NOVOM, Bcrolkin^ en Gc~in, 1980; J.
J. Siegers en R. Zandanel, A simultaneous analysis of the labour foree
participation of married women and the presence of young children in llic
family. Dc KciinnniiM. 1981; H. H. U. Konijnilijk en J. J. Siegers. Dc winitluinc rci’kltirini* run tic tn’hciiknHii’kipai’iiciptitic door xclnnnlc rroit-
m’n en ilc rmcliihaarliciil ran m’humU’ rnniHvn. Nalionaal Prugramma
Demograllseh Ondcr/oek. NPDO-rapporl. nr. 14. Voorburg, 1982.
509
mate kunnen worden verklaard uit de ontwikkelingen in de reele
bruto uurloncn.
Het verloop van de lijnen B en C wekt de suggestie dat de ontwikkelingen in de reele bruto uurlonen niet alleen van invloed
zijn op de arbeidsmarktpartieipatie door gehuwde vrouwen,
maar ook op de huwelijksvruchtbaarheid. Deze hypothese is met
name door Mincer geopperd 14). Tussen beide laatstgenoemde
variabelen is volgens hem sprake van een schijnsamenhang die
wordt veroorzaakt doordat de keuze betreffende de arbeidsmarktpartieipatie en die belrefTende het krijgen van kinderen
beide gescliieden op basis van dczelfde (economische) variabelen 1 5). In voorgenomen is een poging dezc hypothese te toetsen
een centraal thema.
Zowel voor de man als de vrouw geldt dat het arbeidsaanbod 1
afneemt naarmate de leeftijd stijgt.
De aanwezigheid van kinderen in het gezin versterkt de ongelijkheid in de verdeling van mannen en vrouwen over betaalde
en onbetaalde arbeid: niet alleen neemt het arbeidsaanbod van
vrouwen erdoor af, maar tevens neemt het arbeidsaanbod van
mannen erdoor toe.
Op basis van de gevonden arbeidsaanbodelasticiteiten kan
worden geconcludeerd dat de stijging van de reele bruto uurlonen die tussen 1971 en 1979 plaatsvond de in die periode optredende dating van de arbeidsmarktpartieipatie door mannen heeft
afgeremd. Een analoge analyse laat zien dat de sinds 1960 waargenomen ontwikkelingen in de arbeidsmarktpartieipatie door
gehuwde vrouwen in belangrijke mate kunnen worden verklaard
uit de ontwikkelingen in de reele bruto uurlonen.
Samenvatting
In dit artikel zijn de resultaten gcpresentcerd van een schatting
Paul Renaud
Jacques Siegers
van arbeidsaanbodvergelijkingen van gehuwde mannen en gehuwde vrouwen. De gehanteerde data zijn ontlcend aan het door
het Sociaal en Cultureel Planburcau gehouden Aanvullend
I’oorzieningengehniik Onderzoek 1979.
Zowel het arbeidsaanbod van gehuwde mannen als dat van ge-
huwde vrouwen blijkt positief te worden beVnvloed door hun cigen loonvoet. De loonvoet van de vrouw heeft geen effect op het
arbeidsaanbod van de man. Hel arbeidsaanbod van de vrouw
wordt daarentegcn wel door de loonvoet van de man be’invloed
en wcl negatief. Een mogelijke verklaring is dat de doorde vrouw
vcrrichte onbetaalde arbeid in de opvatting van de betrokkenen
wel (gedeeltelijk) door de man kan worden gedaan. maar de door
de man verrichte onbetaalde arbeid niet door de vrouw.
1 4 ) .1. Mincer. Market prices, opportunity costs, and income effects, in:
C’. 1 •’. Christ e.a.. Measurement in economics, Stanford. 1963. biz. 76-79.
15) Tussen de huwelijksvruchtbaarheid en de loonvoet van de vrouw is
een negatief verband te verwachten, oindat met het stijgen van deze loon-
voet de schaduwprijs van kinderen toeneeml. (Vcrondersteld wordt dan
wel dat het negatieve substitutic-cfTect dat als gcvolg van dc slijging van
dc schaduwprijs oplreedt. slerker is dan het eventueel positicvc
inkomenselTect dat met de loonvoetstijging gepaard gaat).