Looneffecten van de duur en
frequentie van werkloosheid
De duur van de werkloosheid heeft een belangrijk negatief effect op
het loon dat men verdient als men weer werk krijgt. Vooral in regio’s
met een lage werkloosheid wordt de werkloosheidsduur gezien als een
indicator van lage produktiviteit.
Gedurende de periode dat iemand
werkloos is heeft hij over het algemeen een lager inkomen. In dit artikel wordt ingegaan op de vraag of
de duur en de frequentie van de
werkloosheid ook gevolgen heeft
voor het loon dat men krijgt als men
weer werk krijgt. In dit verband kunnen twee tegengestelde effecten worden onderscheiden.
Wat betreft de duur van de werkloosheid zou volgens de bekende zoektheorie een langere duur tot een hoger loon kunnen leiden vanwege de
grotere kans om een baan met een
relatief hoog loon te vinden. Anderzijds zou er sprake kunnen zijn van
een negatief effect vanwege de volgende redenen. Ten eerste, er vindt
een onderbreking plaats van het institutionele groeipatroon van het
loon en van de accumulatie van
werkervaring. Ten tweede, werkgevers zpuden een lange werkloosheidsduur kunnen interpreteren als
een indicator van geringe produktiviteit en derhalve geen of slechts laag
betaalde banen aanbieden. Ten derde, werklozen die zich bewust zijn
van een dergelijke associatie zouden
gestimuleerd kunnen worden de
duur van de werkloosheid zoveel
mogelijk te beperken en hun reserveringsloon te verlagen1. Bovendien
kan een periode van lange werkloosheid leiden tot ontmoediging, zodat
de betreffende werkloze genoegen
neemt met een lager betaalde baan.
De genoemde verschijnselen zouden
ook kunnen leiden tot een negatief
looneffect van het aantal malen dat
iemand werkloos wordt. Echter, een
hoge frequentie kan ook gepaard
gaan met intensief zoekgedrag hetgeen een positief looneffect zou kunnen hebben. Dit laatste zou vooral
het geval zijn bij korte werkloosheidsduur. Immers, wanneer iemand
ontslagen wordt en op zoek gaat
naar een nieuwe betrekking zal het
ESB 29-1-1992
reserveringsloon in eerste instantie
gelijkgesteld worden aan het laatstgenoten loon. Gedurende de eerste
maanden na het ontslag zal het reserveringsloon niet verlaagd worden
omdat de herintredingskansen niet
noemenswaardig verslechteren. Het
bovenstaande geldt natuurlijk vooral
bij vrijwillig ontslag. Het negatieve
effect zal vooral optreden bij gedwongen ontslag dat gepaard gaat
met een lange werkloosheidsduur.
De loonvergelijking
Ten einde de effecten van de duur
en frequentie van werkloosheid te
onderzoeken moet rekening worden
gehouden met andere factoren, die
van invloed zijn op iemands loon.
Deze factoren worden beschreven in
de ‘earnings function’2 en de ‘segmented earnings function . Volgens
deze theorieen wordt het loon positief be’invloed door opleiding (OPL),
de ervaring in de huidige baan
(ERV) en ervaring in vroegere banen
(VERY). Het kwadraat van ERV en
VERV, alsmede het produkt van ERV
en VERV hebben een negatief effect.
De positieve effecten zijn het gevolg
van hogere produktiviteit, terwijl de
negatieve effecten het gevolg zijn
van ‘vastroesten’ .
Naast genoemde variabelen is het
zoekgedrag op de arbeidsmarkt van
belang. Dit is een samengestelde variabele met de volgende componenten. Ten eerste, wederom opleiding,
ervaring in de huidige baan en werkervaring in vroegere banen. Deze
variabelen maken een individu beter
geschikt en beter gemotiveerd om
naar een betrekking te zoeken. Zij
hebben dus wederom een positief
looneffect. Bovendien gelden ook
de negatieve effecten van de kwadratische vormen omdat na verloop van
jaren ervaring veroudert. Een tweede component van zoekgedrag
wordt gevormd door de boven be-
sproken aspecten van de duur en frequentie van werkloosheid. Een laatste aspect is interlokaal zoekgedrag.
Holmlund5 toont aan dat interlokaal
zoekgedrag hogere lonen tot gevolg
heeft dan lokaal zoekgedrag. Interlokaal zoekgedrag is hier geoperationaliseerd door middel van de variabele MIGR welke weergeeft of men
al of niet gemigreerd is ten einde de
huidige betrekking te verkrijgen.
Andere relevante variabelen waarmee rekening moet worden gehouden zijn geslacht, burgelijke staat en
nationaliteit. Uit de literatuur blijkt
dat in dezelfde soort banen vrouwen, ongehuwden en buitenlanders
een lager loon verdienen .
De tot nu toe behandelde variabelen
van de loonvergelijking hebben betrekking op de werknemer. Daarnaast moet rekening worden gehouden met eigenschappen van de
functie die men krijgt. Belangrijk is
in dit verband of er sprake is van
een tijdelijke of permanente betrekking. In geval van gelijke functies
wordt de eerste slechter betaald dan
de laatste. Bovendien worden leidinggevende functies beter betaald
dan niet-leidinggevende, waarbij het
loon zal stijgen naarmate het aantal
ondergeschikten toeneemt.
Lonen varieren ook over sectoren
vanwege verschillen in arbeidsomstandigheden, schaarste aan geschikt
personeel, organisatiegraad personeel, winstgevendheid, bedrijfsgrootte, enzovoort. Hoewel de dataset
1. Reserveringsloon is gedefinieerd als
het minimale loon waarvoor iemand bereid is een betrekking te accepteren. S.
Lippman and J. McCall, The economics of
job search: a survey (part I and II). Economic Inquiry, nr. 14, 1976, biz. 155-189 en
347-368.
2. J. Mincer. Schooling experience and
earnings, Wiley, New York, 1974.
3. GJ. Borjas, Job mobility and earnings
over the life cycle, Industrial and Labor
Relations Review, april 1981, biz. 246-258;
B. Holmlund, Labor mobility-studies of labor turnover and migration in the Swedish labor market, The Industrial Institute
for Economic and Social Research, Stockholm, 1984.
4. De operationalisatie van de diverse variabelen is gegeven bij vergelijking (1).
5. B. Holmlund, op.cit., 1984.
6. J. Mincer en S.W. Polacheck, Family investment in human capital: earnings of
women, Journal of Political Economy,
maart/april 1974, biz. 134-148; B. Holmlund, op.cit., 1984; N. Vasegh-Daneshvary, H.W. Herzog jr., R.A. Hofler en A.M.
Schlottmann, Job-search and immigrant
assimilation: an earnings frontier approach, Draft paper University of Tenessee,
Knoxville, 1988.
een meer verfijnde indeling toelaat,
wordt hier de driedeling banken en
commerciele dienstverlening, publieke sector en overig gehanteerd. Een
meer verfijnde indeling bleek niet
significant te zijn.
Naast kenmerken van de werknemer
en van de baan moet in de loonvergelijking rekening worden gehouden met de regionale werkloosheid,
die het aanbod van arbeid weerspiegelt. In regie’s met lage werkloosheid zal een opwaartse druk op het
in vorige baan gedeeld door 1000;
ERV. VERY: interactie van werkervaring in huidige en vorige banen gedeeld door 1.000; OPL: opleidingsniveau, oplopend van lager onderwijs
tot hoger beroeps en universitair onderwijs; VROUW: geslacht, vrouwelijk (1), mannelijk (0); LEIDING: leidinggevende functie met als
categorieen geen leidinggevende
functie (referentiegroep), leidingge-
vend aan 1-4 personen, 5-9, 10-19,
20-49; 50 en meer; ALLEEN: gezinssi-
loon ontstaan; in regie’s met een
tuatie, alleenstaand (1), overig (0)
hoge werkloosheid een neerwaartse.
Regionale verschillen in het aanbod
TIJDBAAN: tijdelijke (1) of vaste
baan; MIGR: wel (1) of niet (0) gemigreerd om huidige baan te krijgen;
NIETNED: Nederlandse (0) of geen
(1) Nederlandse nationaliteit; PERIF:
regio waarin men woonachtig is,
Utrecht, Noord- en Zuid-Holland en
Flevoland (0), andere provincies (1);
van arbeid zouden ook kunnen leiden tot verschillen in perceptie van
iemand’s duur en frequentie van
werkloosheid. In regie’s met hoge
werkloosheid zouden individuele
werkloosheidsduur en -frequentie
vooral kunnen worden toegeschreven aan de situatie op de regionale
arbeidsmarkt. In regie’s met lage
werkloosheid daarentegen zouden
persoonlijke duur en frequentie van
werkloosheid opgevat kunnen worden als indicatoren van geringe pro-
duktiviteit. Met andere woorden, als
de duur van de werkloosheid een negatief looneffect heeft, zal dit met
name tot uiting komen in het laatst-
genoemde type regie’s. In regie’s
met hoge werkloosheid zal het effect
niet significant zijn. In de empirische
analyse wordt een tweedeling gehanteerd tussen enerzijds de centrale
provincies Noord-Holland, Zuid-Holland, Flevoland en Utrecht met lage
werkloosheid en anderzijds de overige provincies met relatief hoge regionale werkloosheid.
Het bovenstaande kan worden samengevat in de volgende loonvergelijking, waarbij tussen haakjes het
verwachte teken staat.
In W = f [(+)ERV, (-)ERV2, (+)VERV,
(+)VERV2, (-)ERV.VERV, (+)OPL,
(-)VROUW, (+)LEIDING,
(-)ALLEEN, (-)TIJDBAAN,
(+)MIGR, (-)NIETNED, (-)PERIF,
(±)FRWLK, (±)DUWLK,
(+)BAANVER, (+)COMDIE,
(+)OVEDIE]
(1)
DUWLK: totale duur van de werkloosheid in maanden tussen januari
1980 en april 1985; FRWLK: aantal
keren dat men tussen januari 1980
en april 1985 werkloos is geweest en
BAANVER: het aantal malen dat men
in deze periode van baan veranderd
is. Ten slotte, COMDIE en OVEDIE
zijn categorieen van de sectorale indeling. COMDIE heeft de waarde 1
indien men werkzaam is in de sector
banken, verzekeringswezen en commerciele dienstverlening (SBI 8); hetzelfde geldt voor OVEDIE indien
men werkzaam is in de sector overige diensten, voornamelijk (semi-)
overheid (SBI 9). Alle overige sectoren ten slotte vormen de referentiegroep.
aan het werkelijke loon. Het eventu-
ele verschil tussen het grensloon en
het werkelijk loon kan bij voorbeeld
een gevolg zijn van verschil in zoekgedrag of discriminatie, maar ook
van onvolledige informatie en onderhandelingsstrategie. Voor ons doel
zijn wij vooral geinteresseerd in de
vraag in hoeverre het kenmerk
‘werkloosheid in het verleden’ invloed heeft op de discrepantie tussen het waargenomen loon en het
grensloon.
Het maximale loon kan geschat worden met behulp van ‘maximum likelihood’ methoden. De verwachte
waarde van de ratio tussen het feitelijke loon W en het grensloon W*,
E(W/W*), geeft aan hoe ver iemand
van zijn grensloon verwijderd is. Vergelijking van deze grootheden voor
individuen met en zonder een lange
werkloosheidsduur en/of hoge werkloosheidsfrequentie geeft inzicht in
het effect van deze variabelen op het
loon.
Model (1) is geschat met de ‘frontier’
methode op basis van de OSA data-
set 19857. Deze dataset bestaat uit ge-
gevens van 4.020 personen in de
leeftijd van 16-20 jaar die in april
1985 werden geinterviewd (uitgezonderd studenten en dienstplichtigen).
Met behulp van retrospectieve vragen werd informatie verkregen over
de duur en de frequentie van werkloosheid tussen januari 1980 en april
1985 alsmede over de overige in ver-
gelijking (1) genoemde variabelen,
inclusief het netto uurloon. Voor de
onderhavige studie werden die 1.710
individuen geselecteerd die geduren-
Earnings frontier approach
de die hele periode tot de beroeps-
Model (1) kan worden geschreven
als W = W (XO, waarbij W het netto
uurloon is en Xi de ie variabele weergeeft, dat wil zeggen de kenmerken
van de werknemer, de diverse karakteristieken van de baan en van de
bevolking behoorden en waarvoor
informatie bekend was over de verklarende variabelen in het model8.
duur en frequentie van de werkloosheid. Uit de gebruikelijke schattings-
PC versie van het pakket LIMDEP, versie
resultaten van een dergelijke loonvergelijking kan het relatieve belang
van elke variabele op het loon wor-
7. De schattingen werden gedaan met de
5. Voor details zie W.H. Green, LIMDEP
version 5, New York, 1988.
8. Naast deze 1.710 personen bevonden
zich in de steekproef ook 170 personen
die in april 1985 nog werkloos waren en
den afgeleid. Met behulp van de
waarvoor dus (nog) geen loon bekend
was. Voor deze groep werklozen kan dus
ook (nog) niet het effect van werkloosheid op het loon worden geanalyseerd.
met In W: de natuurlijke logaritme
door ons gebruikte ‘frontier approach’ is het echter ook mogelijk inzicht te verkrijgen in de mate waarin
van het netto loon per uur in guldens; ERV: werkervaring in de huidi-
een individu er in slaagt zijn capaciteiten te gelde te maken. Deze me-
ge baan, gemeten in aantal jaren bij
de huidige werkgever; ERV : kwa-
thode gaat er van uit dat voor iedere
verzameling van kenmerken van de
draat van werkervaring in huidige
werknemers, van de baan en van
baan gedeeld door 1000; VERY: werkervaring in vorige banen geoperationaliseerd als leeftijd-ERV-15;
VERY2: kwadraat van werkervaring
duur en frequentie van de werkloosheid er een maximaal haalbaar ofte
wel grens- (‘frontier’) loon W* bestaat, dat groter is dan of gelijk is
Het zonder meer weglaten van deze
groep kan tot vertekening van de coefficienten leiden. (Zie: J. Heckman, The
common structure of statistical models of
truncation, sample selection and limited
dependent variables and a simple estimator for such models, The Annals of Economic and Social Measurement, nr. 5, 1976,
biz. 475-492.) In ons onderzoek bleek
echter geen sprake te zijn van significante vertekening.
Resultaten
In label 1 zijn de schattingsresuliaten van de grensloonvergelijking
weergegeven. De ‘log-likelihood’
waarde toont aan dat statistische
kwaliteit van het model acceptabel
is. Uit label 1 volgl dal de geschalle
coefficienlen van de diverse variabelen in overeenslemming zijn mel de
hierboven geformuleerde verwachlingen en mel diverse andere empiri-
sche sludies. Mel name blijkl dal in
de perifere regie’s mel hoge werkloosheid de lonen lager zijn dan in
de cenlrale regie’s mel lage werkloosheid. Ook de duur van de werkloosheid heefl een significanl negalief effecl. De frequenlie heefl een
positief, doch insignificanl effecl.
Kennelijk heffen de in de inleiding
69% van hel maximaal haalbare loon
le verdienen, lerwijl de groep mel
een werkloosheidsverleden maar
koml lol 65%. Dil belekenl dal degenen die werkloos zijn geweesl aanzienlijk verder verwijderd zijn van
hun maximaal haalbare loon als diegenen die niel werkloos zijn geweesl.
Door aparte loonvergelijkingen le
schallen voor de periferie en de cenlrale regio’s is hel mogelijk inzichl
le krijgen in de looneffeclen onder
verschillende werkloosheidsomslandigheden. De resullalen zijn weergegeven in label 2, De coefficienlen
van de meesle variabelen in beide
vergelijkingen komen in hoge male
overeen. Een belangrijke uilzondering vormen de duur en frequenlie
genoemde posilieve (iniensief zoekgedrag op de arbeidsmarkt) en negalieve effeclen (onderbreking groei
van werkloosheid. In de periferie
van hel loon, slechle repulalie) el-
heefl de duur een significanl negaiief en de frequenlie een significanl
posilief effecl. Dil ondersleunl de
hypolhese dal in gebieden mel
hoge werkloosheid een langere
werkloosheidsduur wordl loege-
kaar op.
Dal de duur van de werkloosheid
een negaiief effecl heefl op hel loon
blijkl ook uil een vergelijking van de
ratios E(W/W*) voor diegenen die
zijn beide variabelen insignificanl.
In de cenlrale regio’s daarenlegen
Tabel 2. Gescbatte loonvergelijkingen voor de periferie en de centrale
regio’s
Periferie
Cenlrale
: ‘• ••’.; •”••>.-. .-. •’•’.^”•- ‘ t
VarkBele” CoSfrT t
: regio – ;
Coeft I
GdasatiM f l.fcM.lSc1
ERV
0,03 4,22
ERV2
-0,35 -2,41
VERV
0,03 432
VBRV2 . -0,49 -5,31
“2$2 19,13
ERV. VERV -0,75 -3,68
OPL2
0,09
OPL3
0,13
OPL4
0,33
OPL5
0,33
VROUW
-0,12
LEIDIMCy-i’ it^34
ALLEBW
^0,05
T^JDMAN* ^0^6
MIG»
:*” -0,0*
NIETNID s •*0,8$
CQMMIMI 0,14
OVEDIB i ;O,06
BjSAMVEK- * fl|03
FRWtK
-0,03
DUWIK
0,02
3,20
-0,19 -1,32
0,03 5,64
-0,56 -533
-0,67 -3,38
0,04 0,97
0,14 3,94
0,34 5,72
0,52 9,90
2,50
2,99
5,97
3,15
-4,49 -0,15 -4,80
-6,11 0,04 5,99
-0,76 -0,14 -1,63
*2,63 -0,06 -1,66
1,49 -0,03 -1,26
^0,55 -0,04 -0,94
4,80 0,08 2,94
2,88 0,05 2,32
1,32 0,01 0,56
-0,81 0,14 2,51
0,00 0,08 •JO.Ol -3,17
ononderbroken werkzaam zijn ge-
schreven aan de silualie op de ar-
Log-Likelihood
weesl mel degenen die werkloos
zijn geweesl9. De eersle groep blijkl
beidsmarkl, lerwijl in regio’s mel
lage werkloosheid dil wordl gezien
als een indicalie van geringe pro-
Aantal waantk
3,167
891
38,582
819
dukiiviieil van hel individu dal langdurig werkloos is. Hel posilieve effecl van de werkloosheidsfrequenlie
duidl er op dal in de cenlrale regio’s
hel posilieve zoekeffecl slerk domineerl, lerwijl in de periferie dil effecl wordl geneulraliseerd door hel
negalieve connolalie-effecl. Enkele
andere opvallende verschillen lussen beide vergelijkingen zijn hel
aanzienlijk grolere posilieve effecl
en vervroegde uillreding relevanl.
Ten slolle, individuen die frequenl,
korlslondig werkloos worden, ervaren een posilief looneffecl, mel
name in regio’s mel lage werkloosheid. Deze categoric behoefl derhalve geen speciale aandachl van hel
beleid.
van hel hoogsie opleidingsniveau
Tabel 1. Gescbatte grensloonvergelijking (met dummy voor perifere
regio’s)
Jouke van Dijk
en hel slerkere negalieve effecl
voor ongehuwden in de cenlrale regie’s.
Conclusies
igfWlP •
Uil hel bovenslaande kunnen enkele
voor hel beleid relevanle conclusies
worden gelrokken. Op de eersle
plaals lonen de hier gepresenleerde
resullalen aan dal een lange werkloosheidsduur een negaiief effecl op
hel loon heefl. Dil belekenl dal een
beleid gericht op voorkoming van
langdurige werkloosheid belangrijke
posilieve welvaartseffeclen zal hebben. Ten iweede, uil de verschillen
lussen regio’s mel hoge en lage
werkloosheid kan men afleiden dal
in eerslgenoemde regio’s een werkgelegenheidsscheppend beleid van
belang is. In regio’s mel lage werkloosheid daarenlegen is herscholing
ESB 29-1-1992
Hendrik Folmer
H. Folmer is hoogleraar bij de vakgroep
Staathuishoudkunde van de Landbouwuniversiteit Wageningen en J. van Dijk is
universitair hoofddocent bij de vakgroep
Economische en Sociale Geografie van
de Rijksuniversiteit Groningen.
9. Vanwege het geringe aantal werklozen
in de steekproef was een nadere indeling
van de werklozen naar duur van de werkloosheid (bij voorbeeld kortstondig werkloos, middellang werkloos en langdurig
werkloos) niet mogelijk. De hier gehanteerde indeling bestaat uit al of niet werkloos geweest. Op basis van de geschatte
coefficienten is het aannemelijk dat een
vergelijking van bij voorbeeld alleen langdurig werklozen met de ononderbroken
werkzamen grotere verschillen zal laten
zien.