Loondifferentiatie tussen
bedrijfstakken
DRS. M. VAN SCHAAIJK*
Bij een snelle verandering van Internationale prijs- en vraagverhoudingen kan tijdelijke
loondifferentiatie tussen bedrijfstakken, het in enigerlei mate koppelen van de lonen aan de
bedrijfsresultaten, wellicht een bijdrage leveren aan het beperken van de werkloosheid. Dit geldt
eveneens bij een ongelijkmatig herstel van de economie waarbij sommige bedrijven wel, maar andere
nog geen hoger loonkostenpeil kunnen verdragen. In dit artikel wordt onderzocht in hoeverre er
loondifferentiatie tussen bedrijfsgroepen (bedrijfstakken gesplitst naar grootteklasse) bestaat, met
andere woorden in hoeverre de bedrijfsgroep waar men werkt van invloed is op het loon. Die invloed
blijkt in het niet te vallen bij het belang van andere voor beloningsverschillen relevante kenmerken. Dit
artikel bevestigt het vermoeden dat op het aggregatieniveau van bedrijfsgroepen geldt dat de beloning
nauwelijks wordt be’mvloed door arbeidsplaatskenmerken zoals bedrijfsresultaat.
Inleiding: de discussie over loondifferentiatie
Over de wenselijkheid van loondifferentiatie naar bedrijfstak
is aan het eind van de jaren vijftig en de jaren zestig uitvoerig gediscussieerd 1). De voorstanders pleitten ervoor dat de sterkste
bedrijfstakken – die met de hoogste arbeidsproduktiviteitsontwikkeling of een gunstige werkgelegenheidssituatie — meer
loonsverhoging zouden geven dan de zwakke bedrijfstakken.
Daarbij had men voor ogen dat door loondifferentiatie de arbeidsmobiliteit zou worden bevorderd, waardoor er een economisch selectieproces op gang zou komen met een herallocatie
van arbeid naar de beste bedrijfstakken. De tegenstanders wezen
op het doorbreken van het beginsel van gelijk loon voor gelijk
werk en het gevaar dat de meest dynamische bedrijfstakken door
de sterkere loonstijging in hun groei zouden worden beperkt.
Die discussie heeft geen resultaat gehad; de beloningsverhoudingen tussen bedrijfstakken zijn vrij stabiel gebleven 2). Muller
zegt bovendien dat er van beloningsverschillen slechts een beperkte prikkel tot arbeidsmobiliteit uitgaat. Ook De Galan stelt
dat het zeer twijfelachtig is of loondifferentiatie naar bedrijfstak
de gewenste allocatie-effecten zal oproepen, omdat het marktmechanisme op de arbeidsmarkt zeer beperkt en traag werkt 3).
In een rapport van de OECD 4) uit 1965 werd geconcludeerd dat
,,a) the observed changes in the allocation of labour are often
brought about by mechanisms other than changes in the wage
structure, and b) the observed changes in the wage structure are
often brought about by forces other than those that allocate
labour”.
Loondifferentiatie naar bedrijfstak lijkt langzamerhand een
uitgekauwd onderwerp, maar daarbij kan worden opgemerkt
dat de discussie in het verleden is gevoerd in een heel andere economische situatie dan waarin we ons thans bevinden. In de jaren
zestig varieerde de werkloosheid tussen 0,9 en 2,4%. Van 1979
tot heden steeg het werkloosheidspercentage echter van 6 naar
18%. Destijds dacht men bij loondifferentiatie naar bedrijfstak
aan het bevorderen van een efficiente allocatie van arbeid over
bedrijfstakken. Thans gaat het om iets anders, namelijk niet zozeer om het bevorderen van de arbeidsmobiliteit tussen bedrijfstakken, maar het beperken van arbeidsmobiliteit richting werkloosheid en WAO. De navolgende gedachtengang geeft aan dat
tijdelijke loondifferentiatie naar bedrijfstak in bepaalde omstandigheden een bijdrage zou kunnen leveren aan de beperking
van de werkloosheid.
De arbeidsproduktiviteit van een werknemer is tot op zekere
hoogte gebonden aan het bedrijf waar hij of zij werkt. Niet iede40
re vakman kan, indien het bedrijf waar hij werkt inkrimpt of
sluit, die bedrijfsgebonden ervaring elders ten voile operationeel
maken. Bij een snelle verandering van internationale prijs- en
vraagverhoudingen in een situatie waarin de winst- en vermogenspositie van vele bedrijven is uitgehold, leidt een loonpeil dat
onafhankelijk is van de bedrijfsresultaten tot uitstoot van werkgelegenheid in bedrijven die worden geconfronteerd met verminderde vraag of verscherpte internationale concurrentie, zonder
dat er in andere of nieuwe bedrijven onmiddellijk op grote
schaal alternatieve werkgelegenheid voorhanden is. De toenemende werkloosheid verzwaart bovendien de collectieve-lastendruk op de overgebleven bedrijfsactiviteit. Indien het loonpeil in
de bedrijven op enigerlei wijze gekoppeld zou zijn aan de bedrijfsresultaten, zou de uitstoot uit zwakke bedrijven kunnen
worden afgeremd en daarmee de werkloosheid die uit dien
hoofde ontstaat. Daardoor zou ook de collectieve druk op de bedrijven kunnen verminderen, waardoor hun groeimogelijkheden toenemen, hetgeen op zijn beurt de werkloosheid verder beperkt. Enigerlei koppeling van de lonen aan de bedrijfsresultaten lijkt in die gedachtengang gewenst. Dat geldt eveneens bij
een gevarieerd aantrekken van de economie, waarbij sommige
bedrijven wel, doch andere nog geen hoger loonkostenpeil kunnen verdragen.
Dat roept de vraag op in hoeverre bedrijfstakkenmerken
thans een rol spelen bij de beloningsverschillen tussen bedrijfstakken. Dit artikel is beperkt tot het pogen 5) een antwoord
te vinden op die vraag. Daarbij wordt gebruik gemaakt van ge* De auteur is werkzaam bij het Centraal Planbureau. Hij dankt A. Verkade voor de berekeningen.
1) Zie o.a.: Hetsysteem van loonvorming, preadviezen van J. Derksen,
J. den Uyl, H. Witteveen, Vereniging voor de Staathuishoudkunde, Den
Haag, 1960; D. Schouten, Theoretische beschouwingen over de gedifferentieerde loon- en prijsvorming, Maandschrift Economie, oktober
1960; J. Andriessen ,,Praktische” beschouwingen over de gedifferentieerde loon- en prijsvorming, Maandschrift Economie, maart 1961.
2) J. Muller, 1958-1968: vrij stabiele loonverhoudingen, ESB, 2 december 1970.
3) C. de Galan, Gedifferentieerde loonvorming, ESB, 20 april 1980. Zie
ook het eindrapport van de projectgroep Allocatiefunctie van inkomensverschillen, Ministerie van Sociale Zaken en Werkgelegenheid, augustus
1984.
4) P. de Wolff e.a., Wages and labour mobility, OECD, Parijs, 1965.
5) De discussie over flexibele loonvorming wordt immers bemoeilijkt
door gebrek aan gegevens, zie J. Hartog, Tussen vraag en aanbod, Leiden, 1980.
detailleerd statistisch materiaal uit het Loonstructuuronderzoek
1979 van het CBS dat vorig jaar beschikbaar is gekomen.
grootte van de bedrijven met als criterium 100 en meer dan wel
minder dan 100 werknemers. In principe is die informatie voor
iedere bedrijfsgroep beschikbaar. Bij die presentatie ziet men
echter door de bomen het bos niet meer. Daarom is een andere
De invloed van bedrijfslakkenmerken op de loonverdeling
De vraag in welke mate de bedrijfstak waar men werkt van invloed is op het loon, kan niet goed worden beantwoord op basis
van een vergelijking van de gemiddelde lonen van de bedrijfstakken. Men dient immers ook rekening te houden met verschillen
tussen de bedrijfstakken in de samenstelling van het personeelsbestand naar kennis en ervaring. Bovendien is een vergelijking
van gemiddelden te grof omdat die het saldo kunnen zijn van zowel positieve als negatieve verschillen die in segmenten met een
bepaald kennis- en ervaringsniveau kunnen bestaan. De invloed
van bedrijfstakkenmerken op de beloning kan slechts zuiver
worden gemeten door middel van een analyse waarin rekening
wordt gehouden met het bestaan van vele voor beloningsverschillen relevante kenmerken.
Loonverschillen worden echter door zoveel factoren bepaald
6) dat het onmogelijk is de verscheidenheid in beloning naar alle
relevante factoren uit te splitsen 7). Er is daarom gezocht naar
een manier om op basis van een beperkt aantal variabelen een
onderscheid te maken tussen enerzijds persoonskenmerken die
voor loonverschillen relevant zijn en anderzijds bedrijfstakkenmerken.
Persoonskenmerken
In iedere schoolklas vindt men slimmere en minder slimme
leerlingen, ijverige en luie, of zo men wil, geluksvinders en pechvogels. Dat heeft tot gevolg dat er in een klas variatie is in leerprestaties. Dit verschijnsel doet zich in alle klassen voor. We
hanteren de werkhypothese dat ook later binnen iedere groep
voormalige klasgenoten de werkprestaties verschillen en dat men
in alle groepen een soortgelijk patroon vindt 8). In deze gedachtengang verschilt weliswaar het gemiddelde loonpeil van verschillende groepen voormalige klasgenoten, maar men vindt in
iedere groep dezelfde vorm van de loonverdeling, dezelfde relatieve beloningsverhoudingen.
Binnen iedere categoric met een bepaalde leeftijd, opleidingsniveau en geslacht zijn er nog vele andere factoren in het spel die
de hoogte van het loon bepalen. Dientengevolge is er ook binnen
iedere categoric een spreiding van de loontrekkers naar inkomenshoogte. Ten einde de hypothese te onderzoeken dat de
vorm van de loonverdeling in alle categorieen (naar leeftijd,
opleidingsniveau en geslacht) hetzelfde is, is het materiaal van
het Loonstructuuronderzoek 1979 op een bepaalde wijze gerangschikt. Het loonstructuuronderzoek bevat informatie over
o.a. loon, leeftijd, opleidingsniveau en geslacht 9). Daaruit is
per categoric naar leeftijd, opleidingsniveau en geslacht (voor de
werknemers in de sector bedrijven, SBI1 t/m 8) een decielenver-
deling gemaakt en vervolgens is per categoric het gemiddelde
loon van ieder deciel gedeeld door het gemiddelde van het laagste
deciel van die categoric. Voor vrijwel alle categorieen blijkt te
gelden dat het laagst betaalde deciel in een bepaalde categorie
ongeveer tweederde deel verdient van het gemiddeld loon van die
categorie en het hoogst betaalde deciel ongeveer 80% meer dan
dat gemiddelde 10). Het gemiddelde loon van categorieen verschilt, maar binnen al die categorieen vindt men ongeveer dezelfde verhoudingen tussen lager en hoger betaalden 11). Dat betekent dat men de loonverdeling grotendeels kan beschrijven op
basis van de persoonskenmerken leeftijd, opleidingsniveau en
geslacht en de genoemde in iedere categorie geldende verhoudingen.
Het is mogelijk dat de loonverschillen die men in iedere categorie naar leeftijd, opleidingsniveau en geslacht vindt, niet geheel het gevolg zijn van andere persoonskenmerken dan leeftijd,
opleidingsniveau en geslacht, maar het gevolg zijn van arbeidsplaatskenmerken, met andere woorden het gevolg van het feit
dat voormalige klasgenoten in verschillende bedrijfstakken terecht zijn gekomen. Om dit te onderzoeken is de voorgaande
analyse ook per bedrijfsgroep uitgevoerd, waarbij er 34 bedrijfsgroepen zijn onderscheiden, nl. 17 bedrijfsklassen gesplitst naar
ESB 9-1-1985
aanpak gehanteerd om te onderzoeken of de loonverdeling in al-
le categorieen ongeacht de bedrijfsklasse overeenkomt. Voor alle categorieen naar leeftijd, opleidingsniveau, geslacht en bedrijfsgroep is uit de gegevens van het Loonstructuuronderzoek
1979 het gemiddelde loon per deciel berekend. Vervolgens is geschat in hoeverre die loonverdeling wordt bepaald door de variabelen leeftijd, opleidingsniveau en geslacht en een functie die de
verwachte loonverhoudingen tussen decielen aangeeft. Dat
laatste is nodig om te kunnen toetsen of de loonverhoudingen
tussen decielen in alle categorieen in alle bedrijfstakken weinig
verschillen. Die functie zou men kunnen specificeren volgens een
bepaalde wiskundige formule, waarna de parameters ervan worden geschat.
Men kan ook de loonverhoudingen van een referentiegroep
nemen, waarna uit de schattingsresultaten al dan niet zal blijken
of de loonverdeling binnen alle categorieen daarmee overeenkomt. Die aanpak is hier gevolgd. Daarbij is de mogelijkheid
opengelaten dat de loonverdeling van categorieen in het algemeen iets meer of iets minder spreiding kent dan die van de referentiegroep (de factor r\ in de navolgende vergelijking).
De volgende vergelijking is geschat (over 17 bedrijfsklassen
gesplitst naar grootteklasse minder dan 100 en 100 of meer werknemers dus 34 bedrijfsgroepen):
T-.
F =
waarin:
F = het feitelijk gemiddelde loon ( x f . 1 .000) van werknemers in bedrijven per deciel per categorie naar leeftijd,
opleidingsniveau, geslacht en bedrijfsgroep. Er worden
in principe 6 x 5 x 2 x 3 4 = 2.040 categorieen onderscheiden. Een deel daarvan is leeg, een ander deel schaars gevuld met waarnemingen. Bij de schatting is rekening gehouden met het gewicht van de categorieen door de frequentieverdeling van de categorieen mede in de berekening te betrekken;
R = het feitelijk gemiddeld loon (x f. 1.000) per deciel van
een referentiegroep, waarvoor mannen van 30-34 jaar
met hoger beroepsonderwijs is genomen;
L = er worden 5 leeftijdsklassen onderscheiden: L, = 16-20;
L2 = 21-24; L3 = 25-29; L4 = 30-34; L5 = 35-39; L6 =
40-64 met de volgende kwantificering: voor een categorie
met een bepaalde leeftijd krijgt de leeftijdsvariabele behorende bij die leeftijd alsmede de jongere leeftijdsvaria6) Zie voor een overzicht van inkomensverdelingstheorieen bijlage 2 van
De personele inkomensverdeling 1955-1967, monografie 19, CPB, 1975.
7) Zie M.W. Ransom en J.C. Cramer, Income distributions with disturbances, ‘European Economic Review, augustus 1983.
8) Daarmee is niet gezegd dat de besten van de klas het later altijd het
verst schoppen, maar slechts dat er in iedere groep variatie in leer- en
werkprestatie bestaat.
9) Op basis van een bandje met een steekproef van 30.000 uit het bestand
van het Loonstructuuronderzoek 1979 (zelf eveneens een steekproef van
circa een half miljoen werknemers). Daarbij zijn alleen de gegevens gebruikt van werknemers in bedrijven (SB 1 t/m 8) met een volledige werk-
week, een volledig jaarloon (het gehele jaar dezelfde werkgever) en met
bekend opleidingsniveau (van 9% van de werknemers in bedrijven is
opleidingsniveau onbekend). In totaal is gewerkt met een netto steekproef van 9674 werknemers. De loongegevens betreffen de jaarlonen
over het jaar 1979 inclusief bijzondere uitkeringen zoals vakantiegeld
e.d.
10) Voor het totaal van alle categorieen te zamen vindt men 50% resp.
130%. Binnen de categorieen is er dus veel minder spreiding dan in de totale loonverdeling. Zo zijn de variatiecoefficienten van de loonverdeling
per categorie in het algemeen slechts tweederde deel van de variatiecoefficient van de totale loonverdeling van de werknemers in de bedrijven (berekend op basis van decielenverdelingen).
11) Deze conclusie geldt voor de sector bedrijven. Tussen bedrijven enerzijds en overheid anderzijds bestaan er wat dat betreft, wel verschillen.
Zie M. van Schaaijk, Een minipakketvergelijking, ESB, 12 december
1982.
41
belen de waarde 1 en de oudere leeftijdsvariabelen de
van feitelijk loon en naar leeftijd, opleidingsniveau en geslacht
waarde 0. (Aangezien alle werknemers in de steekproef
herwogen loon, maar de variantie daarin valt in het niet bij de
een leeftijd hebben gelijk aan of hoger dan 16-20 en een
opleidingsniveau gelijk aan of hoger dan het laagste niveau, zit daarin geen variatie en vormen die dus een deel
van de constante term);
O = er worden 5 opleidingsklassen onderscheiden: lager (O,),
uitgebreid lager (O2); middelbaar (O3), hoger (O4), wetenschappelijk (O5). Voor een categoric met een bepaalde opleiding krijgt de daarbij behorende opleidingsvariabele alsmede lagere opleidingsvariabelen de waarde 1 en
hogere opleidingsvariabelen de waarde 0;
O = geslacht mannen 0, vrouwen 1.
variantie naar persoonskenmerken. Op het aggregatieniveau
van bedrijfsgroepen geldt dus dat de beloning nauwelijks wordt
bei’nvloed door arbeidsplaatskenmerken zoals bedrijfsresultaat
14).
Het voorgaande betreft weliswaar een momentopname voor
het jaar 1979, maar de index van de verdiende lonen naar bedrijfstak geeft geen aanleiding te vermoeden dat die situatie sedertdien is gewijzigd. De verschillen tussen bedrijfstakken naar
loonontwikkeling zijn gering 15). Een belangrijk arbeidsplaatskenmerk als de werkgelegenheidssituatie per bedrijfstak was
nauwelijks van invloed noch op het verschil in niveau, noch op
het verschil in ontwikkeling van de lonen, bezien over enkele jaren 16).
De schatting van deze relatie leverde het volgende resultaat op
12):
Conclusie
In F = 0,30 L2 + 0,14 L2 + 0,13 L4 + 0,07 L5
(39)
(23)
(24)
(12)
+ 0,03 L6 + 0,08 O2 + 0,20 O3
(6)
(19)
(53) “
+ 0,27 O4 + 0,30 O5 – 0,13 G
(38)
(23)
(28)
(R2 = 0,85)
+ 0,98 In R – 0,96
(166)
(39)
(1)
Arbeidsplaatskenmerken
Uit dit schattingsresultaat blijkt dat de vorm van de loonverdeling weinig varieert voor de diverse categorieen met verschillend(e) leeftijd, opleidingsniveau, geslacht en bedrijfsgroep.
Met de persoonskenmerken leeftijd, opleidingsniveau en geslacht en een rangordevariabele die onafhankelijk van de bedrijfsgroep is, kan men 85% van de variantie van de loonverdeling beschrijven, zodat er voor bedrijfstakkenmerken weinig
ruimte overblijft. De vraag is vervolgens hoeveel van die overgebleven ruimte samenhangt met bedrijfstakkenmerken.
Het toevoegen van een variabele W, de werkgelegenheidsontwikkeling per bedrijfsklasse (het niveau van de werkgelegenheid
Beloningsverschillen kunnen enerzijds worden toegeschreven
aan persoonskenmerken en anderzijds aan arbeidsplaatskenmerken, met name de gang van zaken in de bedrijfstak. Het
blijkt dat een belangrijk deel van de variantie in de loonverdeling
kan worden toegeschreven aan de persoonskenmerken leeftijd,
opleidingsniveau en geslacht. (Het gemiddelde loon van de best
betaalde groep, mannen van 60-64 jaar met wetenschappelijke
opleiding, is bijna vier maal zo groot als dat van vrouwen van
20-24 jaar met lager onderwijs: een bandbreedte van 300%.)
Binnen iedere categorie naar leeftijd, opleidingsniveau en
geslacht bestaan loonverschillen. Het blijkt echter dat de vorm
van de loonverdeling weinig varieert, ook niet wanneer men die
categorieen uitsplitst naar bedrijfsklasse. (Voor iedere categorie
naar leeftijd, opleidingsniveau en geslacht geldt dat het gemiddelde loon van het hoogste deeiel ongeveer 2,7 maal zo hoog is
als dat van het laagste deeiel: een bandbreedte van 170%.)
De vorm van de loonverdeling blijkt slechts in zeer bescheiden
mate samen te hangen met bedrijfsklassekenmerken. (De verhouding tussen feitelijk loon en naar leeftijd, opleidingsniveau
en geslacht herwogen gemiddeld loon per bedrijfsklasse varieert
tussen 1,1 en 0,87: een bandbreedte van slechts 26%.) Op dit aggregatieniveau geldt de conclusie dat loonverschillen worden be-
in 1979 gedeeld door het niveau van 1975), bleek echter slechts
een 0,01 hogere R 2 op te leveren. Het is echter mogelijk dat andere bedrijfstakkenmerken dan de werkgelegenheidsontwikkeling
per bedrijfsklasse wel van belang zijn. Men kan daarbij denken
aan de winstontwikkeling per bedrijfsklasse, de rendementsontwikkeling, de omzetontwikkeling per bedrijfsklasse, of een mix
van deze en andere variabelen per bedrijfsklasse. De meest vergaande vorm van rekening houden met bedrijfsklassekenmerken is het hanteren van evenveel variabelen als er bedrijfsklassen
in het basismateriaal worden onderscheiden. Daartoe is vergelijking 1 uitgebreid met 34 variabelen, te weten Bj, i = 1 tot 34, Bn
= 1 voor een werknemer in bedrijfsklasse n en Bn = 0 voor een
werknemer in een van de andere bedrijfsklassen. (Bedrijfsgroep
SBI20-21 met 100 of meer werknemers is als schaal gehanteerd;
voor die bedrijfsklasse is Bj steeds gelijk aan 0.) Het schattingsresultaat is:
In F = 0,28 L2 + 0,14 L3 + 0,13 L4 + 0,06 L5
(40)
(25)
(26)
(12)
+ 0,03 L6 + 0,09 O2 + 0,19 O3
(7)
(24)
(55)
+ 0,26 O4 + 0,30 O5 – 0,13 G
(41)
(25)
(29)
+ 0,98 In R – 0,94 – 0,08 B SBI22 klein + 0,09 SBI22 groot
(184)
(40)
(7)
(7)
. . . . . . . . . . . . . . . . + 0,03 B SBI84 groot (R2 = 0,88) (2)
(3)
Zelfs deze schatting, die alle mogelijke invloeden die samenhangen met het kenmerk bedrijfsklasse openlaat, geeft in verge-
lijking met (1) slechts 3% meer beschreven variantie 13). Er zijn
weliswaar duidelijk bedrijfsklasseverschillen in de verhouding
42
12) Een coefficient van 0,14 bij L3 kan men globaal als volgt interpreteren: een 25-29-jarige verdient 14% meer dan een 21-24-jarige met hetzelfde opleidingsniveau en geslacht. De T-waarden zijn minder eenvoudig te
interpreteren omdat er met decielen is gewerkt.
13) Dit resultaat vind men ook bij schatting over 29 bedrijfsklassen zon-
der onderscheid naar grootte van de bedrijven.
14) Hierbij moet worden aangetekend dat de loongegevens betrekking
hebben op het loon exclusief winstdelingsuitkeringen. De omvang daarvan is echter gering. De laatst gepubliceerde gegevens van het CBS (SociateMaandstatistiek, december 1979) hebben betrekking op het jaar 1976.
In de bedrijven met 1 Oof meer werknemers vieltoen 17% van de werknemers ondej een winstdelingsregeling. In totaal werd er in 1976 ongeveer
f. 900 mln. uitgekeerd: 0,8% van de loonsombedrijven, ca. 5% van de
loonsom van bedrijven met winstuitkering in 1976.
15) Daaruit mag men niet de algemene conclusie trekken dat de loonverhoudingen ook in ander opzicht star zouden zijn. Zo kunnen uit de gegevens van het halfjaarlijkse loononderzoek van het CBS indicaties worden
afgeleid dat er de laatste jaren enige flexibiliteit in de loonverhoudingen
is geweest en wel in de richting waarbij de lonen enigszins zijn achtergebleven van die categorieen die zijn geconfronteerd met de grootste toename van de werkloosheid in procentpunten. Dat betreft de lagere-loongroepen. Voorts blijken de lonen van academic! achter te blijven bij de
gemiddelde loonontwikkeling. Verder blijft het minimumloon de laatste
jaren achter bij het gemiddelde. (In vooral het begin van de jaren zeventig
vond het omgekeerde plaats. Thans is de verhouding van het minimumloon ten opzichte van het gemiddelde weer gelijk aan die uit 1970.)
16) Ook in een andere periode met forse toename van de werkloosheid,
de jaren twintig en dertig, was er een hoge mate van stabiliteit in de industriele loonstructuur. Zie J.C. Cramer, Loonverschillen tussen industriele bedrijfstakken 1920-1939 en 1947-1953, ESB, 11 januari 1956.
Op basis van bedrijfstakkengegevens (excl. SBI4) is de relatie geschat tussen de procentuele mutatie van de verdiende lonen (1977-1982) (L) en de
procentuele mutatie van de werkgelegenheidsontwikkeling (1975-1982)
(W):
L = -0,02 W + 33
(R1 = 0,01)
(0,5)
(9)
paald door persoonskenmerken en dat daarmee vergeleken het
belang van bedrijfstakkenmerken in het niet valt.
nen hebben voor de zeggenschapsverhoudingen in de onderneming 18).
Aan het hier geconstateerde verschijnsel kunnen niet onmid-
dellijk conclusies worden verbonden ten aanzien van het functi-
M. van Schaaijk
oneren van de arbeidsmarkt. Het verschijnsel van gelijk loon
voor gelijk werk ongeacht de bedrijfstak waar men werkt kan
immers zowel worden veroorzaakt door een grote gevoeligheid
van de werknemers voor geringe beloningsverschillen tussen bedrijfstakken als door het bestaan van starre functieclassificatiesystemen.
In een vrije arbeidsmarkt is het moeilijk voorstelbaar dat er
17) ZobepleittedeFME-voorzitter W. ter Hart in zijn jaarrede op 18 oktober 1984 dat de huidige vaste in cao geregelde lonen bevroren kunnen
gedurende lange tijd substantiate beloningsverschillen tussen be-
worden en dat er op het vaste inkomen een flexibel deel meet komen dat
tot 1990 geleidelijk kan uitgroeien tot 10 a 20% van het vaste loon. Dat
flexibele deel zal moeten varieren met het behaalde resultaat per
onderneming.
18) In zijn uiterste vorm betekent dat de invoering van arbeiderszelf-
drijfstakken bestaan voor in beginsel gelijkwaardige arbeid. Dat
laat echter de mogelijkheid open voor tijdelijke verschillen, bij
voorbeeld door het loon te koppelen aan het bedrijfsresultaat via
de invoering en uitbreiding van winstdelingsregelingen 17). Dat
economics, Londen, 1970. H. Peer, Het principe van nettoinkomen,smaximalisatieindeeconomischetheorie,T\lbmg,, 1979. In het
begin van de jaren zestig bedroeg de gecorrigeerde arbeidsinkomensquote 75, thans bedraagt die 88. Indien 10 a 20% van het looninkomen wordt
betekent een verschuiving van ondernemersrisico van de factor
kapitaal naar de factor arbeid. Hetgeen consequenties zou kun-
bestuur. Zie J. Vanek, The general theory of labour managed market
gekoppeld aan het bedrijfsresultaat wordt dus een substantieel deel van
het ondernemersrisico verschoven naar de factor arbeid.