Loonkostendifferentiatie
Een van de mogelijkheden om de werkloosheid te verminderen is het verlagen van de
loonkosten van die categorieen werkzoekenden die het moeilijkst aan een baan komen:
de laag opgeleiden. Of en hoeveel banen dat oplevert, hangt af van de reactie van
werkgevers op een dergelijk prijssignaal. In dit artikel wordt een schatting daarvan
gepresenteerd op basis van recent beschikbaar gekomen gegevens. In de periode
1979-1985 blijkt 1% relatief lagere loonstijging van een ‘cohort’ arbeid ceteris paribus
samen te gaan met enkele procenten meer werkgelegenheidsontwikkeling voor zo’n
groep. Kortom, het relatief goedkoper maken van een bepaalde groep zou inderdaad
leiden tot meer werkgelegenheid voor die groep.
DRS. M.L.J.H.A. VAN SCHAAIJK – DRS. R. WAAIJERS*
Achtergrond
De werkloosheid is, zoals bekend, zeer sterk geconcentreerd bij de lager gekwalificeerden. Het marktmechanisme werkt op de diverse deelmarkten kennelijk niet zodanig
dat de werkloosheidspercentages worden geegaliseerd.
Die situatie leidt tot de vraag of de overheid via een verlaging van de loonkosten bij de lagere loongroepen een vermindering van de werkloosheid zou kunnen bewerkstelligen1.
Aan dit vraagstuk is onder andere van de zijde van het
CPB reeds eerder aandacht geschonken, maar empirisch
materiaal om de relatie tussen relatieve lonen en werkgelegenheid te becijferen ontbrak. Dank zij een aanvullend
loononderzoek van het CBS zijn die gegevens er nu wel.
Met die gegevens hebben wij een experimenteel cohortmodel geschat, waarvan we in dit artikel de hoofdlijnen
weergeven2.
We beginnen met een korte uiteenzetting van de relatie
tussen relatief loon en werkgelegenheid in heteenvoudige
geval dat er maar twee soorten arbeid worden onderscheiden. Vervolgens wordt dat verband beschreven in het geval dat er meer soorten arbeid bestaan. Na presentatie van
het model gaan we in op de schattingsresultaten. Tot slot
geven we aan hoeveel extra werkgelegenheid zou kunnen
ontstaan door relatieve verlaging van de loonkosten rond
het niveau van het minimumloon.
Twee soorten arbeid________________
We gaan er vanuit dat de produktie met verschillende
combinaties van produktiefactoren tot stand kan komen.
De krommen in figuur 1 geven voor twee produktieniveaus
alle verschillende combinaties van twee produktiefactoren
Li en l_2 die dezelfde produktie-omvang opleveren. Welke
combinatie van produktiefactoren wordt gekozen, wordt
996
bepaald door de prijsverhouding tussen Li en l_2, Pi/P2.
De hellingshoek van de gestippelde rechte lijn geeft de
prijsverhouding tussen PI en P2 weer.
Bij kostenminimalisatie zullen ondernemers net zolang
doorgaan met het wijzigen van de verhouding tussen de ingezette hoeveelheden van de produktiefactoren totdat
marginale veranderingen in de ingezette produktiefactoren
geen kostendaling meer oplevert. Dit geschiedt in punt A.
Als de beloningsverhoudingen veranderen, neemt de
vraag naar de relatief goedkoper geworden factor toe en
die naar de relatief duurder geworden factor af. De sleutelgrootheid daarbij is de substitutie-elasticiteit, die aangeeft
in welke mate de volumes reageren op prijsveranderingen.
Bij gelijkblijvend produktieniveau blijft men op dezelfde produktiekromme, maar de gekozen combinatie van produktiefactoren verschuift van A naar B, het nieuwe raakpunt bij
de gewijzigde hellingshoek van de gestippelde lijn. Gelijkblijvende produktie betekent overigens niet dat ook de
werkgelegenheid, althans in personen gemeten, gelijk
blijft: zo gaan er aan de onderkant van het loongebouw
meer personen in een gegeven bedrag aan loonkosten,
dan aan de bovenkant van het loongebouw,
Bij de nieuwe prijsverhouding ontstaat er gaande van A
naar B werkloosheid onder groep L.2. Bij daling van het to* De auteurs zijn werkzaam op de afdeling Inkomens en Prijzen
van het Centraal Planbureau. Zij danken A. Bakhoven, H. Don, J.
Kok, R. van Opstal, A. Nieuwenhuis en G. Zalm voor hun commentaar op een eerdere versie.
1. M. van Schaaijk, Loondifferentiatie en werkloosheid, ESB, 21
September 1983, CPB-overdruk nr. 177; P.B. de Ridder, Enkele
elementen van aanbodeconomie in model, in: Lessen van het verleden, december 1987, CPB-overdruk nr. 202; A.F. Bakhoven,
Een marktgerichte oplossing voor het werkloosheidsprobleem,
ESB, 13 januari 1988, CPB-overdruk nr. 203, alsmede reactie plus
naschrift in ESB van 11 februari 1988; Centraal Planbureau, Gevolgen verlaging minimum loonkosten, een verkenning, Werkdocument 25, Den Haag, September 1988. (Dit werkdocument is
mede gebaseerd op de onderhavige studie.)
2. Zie voor achtergrondinformatie M. van Schaaijk en R. Waaijers,
Experimenteel cohortmodel, CPB Onderzoeksmemorandum nr.
46, September 1988.
Figuur 1. Relatieve loonkosten en werkgelegenheid
1.500 T
.
Figuur 2. Arbeid heterogeen in drie dimensies
—— produktiefunctie 1
——
•—~
produktiefunctie 2
loonvertiouding 1
loonverhouding 2
1.062
1.038
Kwalificatieniveau 1
860
Beroepen
Bedrijfstakken
2.900
2.962 3.030 3.100
Hoge loongroep l_2 x 1.000 personen
tale loonpeil en bij voldoende afzetmogelijkheden en aanpassing van de kapitaalhoeveelheid is echter uitbreiding
van de produktie mogelijk. Dan komt punt C, waarin dezelfde prijsverhouding geldt als in punt B, in het verschiet.
Vele soorten arbeid in drie dimensies
In het voorgaande zijn slechts twee produktiefactoren
onderscheiden. Indien er i verschillende soorten arbeid
worden onderscheiden kan het verband tussen prijs en
hoeveelheid worden geschreven als3:
wi = -o (li – IG) + y
(i = 1,…,n)
waarin:
wi = de werkgelegenheidsmutatie van groep i;
li =de loonmutatie van groep i;
IG = de gemiddelde loonmutatie; en
y = de reele groei van de produktie, mits tussen al die i
soorten arbeid een en dezelfde substitutie-elasticiteit
zou bestaan. Dat laatste is in het algemeen geen realistische veronderstelling tenzij – en dat zullen wij hier doen
– men een bepaalde invalshoek voor ogen heeft. Dat
kan als volgt worden toegelicht.
In figuur 2 wordt arbeid langs drie invalshoeken uitgesplitst naar soorten:
– van links naar rechts gaat het om de verschillende soorten bedrijfstakken;
– van voor naar achter om verschillende beroepsgroepen;
– van boven naar onder om het kwalificatieniveau.
In het blokje helemaal linksvooronder zit bij voorbeeld
een leerling-loodgieter in de bedrijfstak bouw. In het blokje helemaal rechtsachterboven zit bij voorbeeld een ervaren tandarts in de bedrijfstak diensten. Zelfs bij grote veranderingen in de prijsverhouding van leerling-loodgieters
versus ervaren tandartsen zal de relatieve vraag naar deze
twee soorten arbeid nauwelijks veranderen. Hier geldt een
extreem lage substitutie-elasticiteit omdat de verschillen
het produkt zijn van verschil in bedrijfstak, verschil in beroep en verschil in kwalificatieniveau.
We bezien nu binnen een en dezelfde bedrijfstak personen met dezelfde kwalificatieniveaus maar verschillend be-
ESB 26-10-1988
roep. Vergelijk twee ervaren werklieden, een metselaar en
een timmerman. Als de timmerman zou gaan metselen,
zou hij een veel lagere produktie hebben dan de metselaar.
Alleen bij flinke wijziging in de loonkostenverhoudingen is
dat rendabel.
Wanneer we echter binnen een en dezelfde bedrijfstak
en daarbij tevens binnen een en dezelfde beroepsgroep
kijken, wordt het beeld anders. Ook dan geldt nog steeds
dat een leerling-timmerman nog lang niet de kracht en inzicht heeft om dezelfde produktie te kunnen halen als een
ervaren timmerman. Wel is het zo dat binnen een ‘kolom’
(zelfde bedrijfstak en zelfde beroep) beiden met aangrenzend opleidings- en ervaringsniveau zonder al te veel produktieverlies voor elkaar kunnen inspringen.
Binnen kolommen zal 1% verandering in beloningsverhouding tussen aangrenzende kwalificatieniveaus leiden
tot x% verandering in werkgelegenheid. Het is duidelijk dat
men bij beperking tot de kwalificatie-invalshoek en verwaarlozing van beroeps- en bedrijfstakinvalshoek substitutieprocessen voor ogen heeft met een relatief hoge waarde voor x. Indien men alle bedrijfstakken en alle beroepen
tegelijk via de invalshoek kwalificatieniveau beziet, verkrijgt
men de totaalkolom van label 1. Daarin staan de mannelijke werknemers in bedrijven ingedeeld naar leeftijd en opleidingsniveau en vervolgens gerangschikt naar loonshoogte4.
We beperken ons verder tot de substitutie binnen de genoemde ‘kwalificatiekolommen’. Daarbij gaat hetoverigens
niet steeds om substitutie precies tussen aangrenzende niveaus. Denk bij voorbeeld aan een pendelproces van
bouwvakkers: hoe verder van de Randstad, hoe minder
werk in de bouw en hoe meer bouwvakkers er wonen. Dat
wil echter nog niet zeggen dat de bouwvakkers uit Den
Bosch in Scheveningen werken. Neen, die werken in Breda en de bouwvakkers uit Breda bouwen in Rotterdam, en
die uit Rotterdam werken in Scheveningen in de bouw.
Voor de substitutie tussen leerling-loodgieters en ervaren tandartsen geldt bij voorbaat een substitutie-elasticiteit
van nul. Het gaat ons hier echter om de kwalificatie-invalshoek, de substitutie tussen meer en minder gekwalificeer3. Een appendix met afleidingen en kengetallen betreffende lonen
en werkgelegenheid van lage loongroepen is verkrijgbaar bij de
auteurs.
4. Voor nadere uitleg verwijzen we naar het onderzoeksmemoran-
dum Experimenteel cohortmodel.
997
Tabel 1. Kwalificatiekolom, mannen in bedrijven in 1985
Bruto Opleidingsniveau Leeftijd
loon
in jaren
in gld.
per uur
58,7 Wetenschappelijk 52-57
47,8 Wetenschappelijk 40-45
42,7 Wetenschappelijk 46-51
52-57
36,3 Hoger beroeps
35,1 Wetenschappelijk 34-39
33,3
32,6
32,4
30,1
29,9
26,4
26,1
25,9
25,4
23,1
22,5
21,7
21,5
Hoger beroeps
46-51
Hoger beroeps
Hoger beroeps
Middelbaar
Hoger beroeps
Middelbaar
Middelbaar
Middelbaar
Wetenschappelijk
Hoger beroeps
Middelbaar
Uitgebreid lager
Uitgebreid lager
58-63
40-45
58-63
34-39
52-57
40-45
46-51
28-33
28-33
34-39
58-63
46-51
Bruto Opleidingsniveau Leeftijd
loon
in gld.
per uur
20,9
19,9
19,8
19,3
17,8
17,6
17,5
17,4
17,0
17,0
16,5
16,5
15,2
14,8
14,5
9,9
9,7
9,5
in jaren
Uitgebreid lager
Uitgebreid lager
52-57
40-45
yDj U + VI/DJ
Middelbaar
Uitgebreid lager
Lager
28-33
34-39
46-51
28-33
52-57
58-63
34-39
40-45
22-27
28-33
22-27
22-27
22-27
16-21
16-21
16-21
waarbij:
LI = loonniveau per cohort;
Di = 1 als wv > 0; en
Di = 0 als wv < 0.
Uitgebreid lager
Lager
Lager
Lager
Lager
Hoger
Lager
Middelbaar
Uitgebreid lager
Lager
Middelbaar
Uitgebreid lager
Lager
den. De vraag is nu hoe groot voor die invalshoek de substitutie-elasticiteit is.
Het cohortmodel
Dank zij het Loonstructuuronderzoek 1979 van het CBS
en het aanvullend onderzoek betreffende het jaar 1985 weten we de ontwikkeling van de lonen en werkgelegenheid
per cohort. Daarbij verstaan we onder een cohort een
groep werknemers met hetzelfde geboortejaar, geslacht en
Opleidingsniveau. Afgezien van de jongste leeftijdsgroep
kunnen we per cohort de ontwikkeling van lonen en werkgelegenheid berekenen tussen het jaar 1979 en het jaar
1985. Voor het eerst in de Nederlandse geschiedenis beschikken we over veel statistische informatie hierover, zodat empirisch onderzoek via deze invalshoek mogelijk is.
Om complicaties betreffende uit- en herintreding bij vrouwen te vermijden beperken we ons tot mannen en laten
voorts de overheid en enkele cohorten met weinig waarnemingen erin buiten beschouwing. Uiteindelijk resteren dertig cohorten (vijf opleidingsniveaus en een indeling in zesjaars leeftijdsklassen). Voor deze dertig cohorten is een
loon-, aanbod- en vraagvergelijking geschat, die alle drie
kort worden besproken.
Vraag
In de vraagvergelijking is de werkgelegenheidsmutatie
per cohort (wci) de te verklaren variabele. Als verklarende
variabele verschijnen de eerder gepresenteerde relatieve
loonmutatie li – IG en de produktiegroei y. Daarbij is li de
loonmutatie per cohort gecorrigeerd voor de invloed van
ancienniteit. Aangezien IG en y voor ieder cohort hetzelfde
zijn, komen die twee in de constante term terecht.
Er is een aanpassingsmechanisme gemodelleerd dat
berust op de veronderstelling dat een ondernemer bij een
conjuncturele inzinking zoals de beschouwde periode
(1979-1985), pas met vertraging en met inachtneming van
de kosten van ontslaan en aannemen van personeel, zijn
personeelssamenstelling aanpast aan die welke uit de produktiefunctie als optimaal voortvloeit. We voegen daarom
als verklarende variabele toe de term wvi (de verwachte
procentuele mutatie van de werkgelegenheid per cohort
die bij ongewijzigde werkgelegenheidsstructuur naar leef-
998
tijd en Opleidingsniveau zou optreden). Daarnaast willen
we rekening houden met de mogelijkheid dat de lagere
loongroepen een ongunstige loon/produktiviteitsverhouding kennen, en dat dit bij neergaande conjunctuur ongunstig werkt op de instroom. Daarvoor nemen we als indicator:
De vraagvergelijking luidt dan5:
WCi = 01 li + 02 WVi + 03 Di Li + 04 Di + 05
(1)
Simultaniteit?
Zowel in de vraagvergelijking als in de hierna te bespreken loonvergelijking komen de vraag (we) en de lonen (I)
voor. De kwestie is dan of de coefficient 01 in de vraagvergelijking moet worden ge’interpreteerd als de invloed van
afwijkende loonmutaties op afwijkende vraagmutaties dan
wel of de reciproke van 01 moet worden gezien als de invloed van de vraag op de loonvorming. Bij de loonvergelijking kan men de vraag stellen of het gaat om de invloed
van de vraag op loonvorming dan wel of de reciproke ervan de invloed van lonen of de vraag voorstelt.
Deze kip/ei-kwestie is onoplosbaar tenzij we zowel in de
vraagvergelijking als in de loonvergelijking over exogene
verklarende variabelen beschikken die onafhankelijk zijn
van zowel loonvorming als vraag en aanbod op de arbeidsmarkt. Die hebben we hier in de vorm van wv en de later
te bespreken Iv. Dat die onafhankelijk zijn van I en we is
gemakkelijk in te zien door te wijzen op het feit dat de berekening van zowel wv als Iv louter gebeurt op grond van
gegevens uit het basisjaar.
Bij simultane schatting bleek er overigens geen invloed
te worden waargenomen van de arbeidsmarkt (we – ac) op
de loonvorming, zodat we de drie vergelijkingen (exclusief
we – ac in de loonvergelijking) ook afzonderlijk kunnen bezien.
Aanbod
In de aanbodvergelijking is het feitelijke arbeidsaanbod
per cohort (aci) de te verklaren variabele. Het wordt bepaald door het op demografische gronden bepaalde potentiele arbeidsaanbod (di) alsmede de relatieve loonontwikkeling gecorrigeerd voorde invloed van ancienniteit (h). De
correctie voor de invloed van ancienniteit is gebaseerd op
de gedachte dat aldus tot uitdrukking komt in welke mate
het loon van een cohort afwijkt van de loonmutatie die men
zou verwachten louter op grond van opgedane ervaring.
De invloed van de ontwikkeling van de ‘replacement rates’
en de uren/personenverhouding is hier vooralsnog buiten
beschouwing gelaten. Dat geldt ook voor verandering in
demografisch potentieel arbeidsaanbod vanwege culturele factoren. Wel is rekening gehouden met de introductie
van de VUT-regeling in de beschouwde periode.
De invloed van de bruto-loonontwikkeling wordt gecorrigeerd met de ‘bruto-netto-elasticiteit’. Deze elasticiteit
geeft aan met hoeveel procent het netto loon stijgt als het
bruto loon met 1 % toeneemt. De bruto-netto-elasticiteit varieert in principe met bruto-loonniveau en huishoudtype (ta5. In deze gestroomlijnde versie van de vraagvergelijking wordt
geen rekening gehouden met verschillen in vraagmutatie in verband met verschil in effect van technologische ontwikkeling. In Experimenteel cohortmodel staat een uitgebreide versie, maar dat
levert geen wezenlijk andere uitkomsten op dan de hier gepresenteerde versie.
J
riefgroep), maar in de praktijk blijkt de variatie erin nogal
mee te vallen6. We hanteren hier E = 0,7.
De aanbodvergelijking luidt dan:
DVUT + Pa
(2)
De constante term weerspiegelt de mutaties die voor alle
cohorten hetzelfde zijn, zoals hier de gemiddelde procentuele mutatie van het arbeidsaanbod en, bij de loonvergelijking, de gemiddelde ree’le loonstijging, dat wil zeggen het
verschil van de gemiddelde loonstijging en de consumptieprijsstijging.
label 2. Schattingsresultaten3, t-waarden tussen haakjes
Gewogen kleinste kwadraten
(1)
we = -2,5! + 0,7wv + 10,/DL -193 6Di + 55,3
(5,9) (2,9)
(4,0)
(4,6)
(5,3)
R2= 0,76
(2)
ac – DVUT = 1,2d + 0,4EI – 4,2
(11,2) (2,1) (1,8)
R2= 0,85
(3)
lc + A U = 0,81 lv +23,0
(10,7)
(13,9)
= 0,92
Simultane schatting (FIML)
Loon
Bij de loonvergelijking wordt de loonmutatie per cohort
(lei) verklaard uit vier factoren:
– de verwachte loonontwikkelingen van blijvers, personen
die zowel in begin als in eindjaar werknemer zijn (Ivi);
– algemene ontwikkelingen zoals de cao-loonmutaties die
voor alle cohorten hetzelfde zijn en dus in de constante
term tot uitdrukking komen (c);
– de autonome factor AU die het effect van aanpassing
van minimumloon representeert; en
– cohortspecifieke arbeidsmarktontwikkelingen (wci – aq).
Bij de individuele factor houden we rekening met de mogelijkheid dat bij neergaande conjunctuur nieuwe werknemers lager worden ingeschaald dan ‘normaal’ en dat er
wordt bezuinigd op de ‘normale’ promoties en periodieken.
De variabele Ivi geeft de loonmutatie van een cohort op
grand van de ‘normale’ carriereloonstijging van de blijvers.
Anders gezegd: Ivi geeft de loonmuatie per cohort bij ongewijzigde loonstructuur naar leeftijd en opleidingsniveau.
Die zal naar verwachting bij algemene verslechtering van
de arbeidsmarkt een coefficient van minder dan 1 krijgen.
De coefficient y in vergelijking 3 zal dus in verschillende perioden verschillende waarden kunnen aannemen.
Bij de constructie van ons experimenteel cohortmodel
zijn we er vanuit gegaan dat 1979 weliswaar geen echt
evenwichtsjaaris, maar dat het bij vergelijking metdedaarop volgende explosieve toename van de arbeidsmarktproblematiek gedurende de daaropvolgende zes jaar een verantwoorde werkhypothese is om 1979 als evenwichtsjaar
te hanteren. Er is dus geen aanpassingsproces ter wille
van het jaar 1979 nodig.
De loonvergelijking komt er dan als volgt uit te zien:
Ic + AU = yt+i Iv + X (wc-ac) + c
(3)
De variabele A. bleek bij de afzonderlijke schatting een
negatief teken te krijgen. Dat is een aanwijzing dat de relatieve arbeidsmarktontwikkeling niet de lonen bei’nvloedt,
maar dat juist andersom de lonen de relatieve arbeidsmarktontwikkeling bemvloeden. Bij simultane schatting
bleek A. zeer klein en niet significant. Daarom laten we bij
de afzonderlijke schatting (we – ac) weg uit de loonvergelijking.
Schattingsresultaten
___
____
De numerieke waarden van de schattingen staan in label 2. De vraagvergelijking geeft voor de coefficient voor
de grootheid die de invloed van conjunctuurfactoren representeert (wv) als uitkomst 0,7 (0,3 bij simultane schatting).
Voor de invloed van de loon/produktiviteitsverhouding
(waarvoor het loonniveau L als indicator is genomen) wordt
een significante invloed gemeten. Voor de substitute- elasticiteit wordt de waarde 2,5 (4,7 bij simultane schatting) gevonden in de beschouwde periode.
ESB 26-10-1988
(1)
we = -4,7! + 0,3wv + 13,9DiL – 244,7Di + 94,6
(2,1)
(2)
(1,0)
(2,2)
(2,0)
ac – DVUT = 1 ,2d + 0.23EI – 2,2
(6,2)
(3)
(2,3)
(0,2)
(0,2)
Ic + AU = 0,8lv + 0,009 (wc-ac) + 23,3
(10,6)
(4) (1 + 1 / 1 0 0 )
(0,07)
(10,0)
lc/100)/(1 +IV/100)
a.Ter wille van de overzichtelijkheid laten we de suffix i verder weg.
Lijstvansymbolen:
we = procentuele mutatie werkgelegenheid per cohort;
I
Ic
= procentuele loonmutatie gecorrigeerd voor invloed ancienniteit;
= procentuele loonmutatie per cohort;
wv = procentuele mutatie werkgelegenheid per cohort die bij ongewijzigde
werkgelegenheidsstructuur naar leeftijd, opleidingsniveau en geslacht zou
plaatsvinden;
L
= uurloon per cohort in guldens;
Di
= dummy = 1 als wv > 0, anders 0;
ac = procentuele mutatie arbeidsaanbod per cohort;
DVUT= VUT-dummy = -8% voor de oudste cohorten, voor de anderen gelijk aan nul;
AU = effect korting minimumloon;
d = procentuele mutatie arbeidsaanbod om demografische redenen;
E = bruto-netto-elasticiteit. Deze is hier steeds op 0,7 gezet, want 1 % extra bruto-loonmutatie geeft circa 0,7% netto loonmutatie;
Iv = procentuele loonmutatie per cohort die bij ongewijzigde beloningsverhoudingen naar leeftijd, opleidingsniveau en geslacht zou optreden, dus
ongerekend de generieke cao-loonaanpassingen.
Dit zijn buitengewoon hoge uitkomsten in vergelijking
met buitenlandse studies. Echter, de hier gevonden waarde moet worden gemterpreteerd als de substitutie binnen
de kwalificatiekolom, waarvoor relatief hoge waarden mogen worden verwacht. De – moeizamer – substitutieprocessen tussen bedrijfstakken en beroepsgroepen zijn immers niet meegenomen. Bij het analyseren van varianten
van loonkostendifferentiatie hanteren we echter voorzichtigheidshalve de waarde 2 voor de substitutie-elasticiteit
om de volgende reden.
Bij de interpretatie van dit schattingsresultaat dient namelijk de volgende kanttekening in acht te worden genomen; In het opleidingsniveau zoals dat in de Loonstructuuronderzoeken door het CBS bij bedrijven is gemeten, ligt
vermoedelijk ook een element van functievervulling besloten. De definitie van een cohort is daardoor niet waterdicht:
6. Dat kan men gemakkelijk berekenen door met Microtax de netto inkomenseffecten van een loonsverhoging van 1% te berekenen. (Microtax is een eenvoudig micro-simulatiemodel in een
‘spreadsheet’-programma. Het staat op een floppy dat als bijlage
zit in het CPB onderzoeksmemorandum Eenvoud verzekerd, april
1988.) Met behulp van het eveneens in Microtax aanwezige wegingsschema kan het gewogen gemiddelde van die inkomenseffecten, dus de bruto-netto-elasticiteit, worden berekend. Die bedroeg voor 1988 0,72 met een variatiecoefficient van slechts 0,03.
De afwijkingen van het gemiddelde zijn dus gering en er is bovendien geen strikt verband met bruto loonniveau. Zo is die bruto-netto-elasticiteit voor minimum, modaal en 4x modaal (ook per tariefgrpep) vrijwel gelijk. Alleen voor personen met een loon onder het
minimumloon voor voltijds werkende volwassenen met een loon
op en rond 2x modaal zijn er duidelijke afwijkingen naar boven. In
dit experimentele model zullen we volstaan met de E op 0,7 te stellen.
999
het is mogelijk dat dezelfde personen in 1985 in een ander
cohort zitten dan in 1979. Dat zou kunnen betekenen dat
het aldus gemeten opleidingsniveau toeneemt bij personen
die carriere maken. Dat zou dan een opwaarts effect hebben op de gemeten werkgelegenheid bij de cohorten met
veel carrieremakers. Vanwege mogelijke correlatie met Iv
kan het betekenen dat we de invloed van relatieve lonen
op de werkgelegenheid overschatten.
In de arbeidsaanbodvergelijking blijkt een significante
relatie van het aanbod met het potentiele demografische
aanbod. Datde coefficient meer dan 1 bedraagt, hangt vermoedelijk samen met het verwaarlozen van de WAO-uitstroom: daardoor daalt het arbeidsaanbod bij de oudere
leeftijdsgroepen meer dan de ontwikkeling van het demografisch potentiele arbeidsaanbod weergeeft. Er is wel
reeds rekening gehouden met de VUT-participatie.
Bij de loonvergelijking wordt voor de coefficient van Iv
een waarde beneden 1 gevonden. Dat betekent dat de
loonontwikkeling van de carrieremakers in de periode
1979-1985 met neergaande conjunctuur relatief achterbleef. In de beschouwde periode 1979-1985 met grote verslechtering van de arbeidsmarkt bleef de feitelijke loonmutatie dus achter bij die welke bij gelijkblijvende loonstructuur. kon worden verwacht. Voor cohorten waarin de meeste werknemers aan het einde van nun carriere zijn is die
verwachting nul. Hun loonmutatie wijkt dan ook weinig af
van de regelingsloonmutatie. Merk op dat de constante
term in de loonvergelijking vrijwel dezelfde uitkomst geeft
als de regelingsloonmutatie, die over de periode oktober
1979 – oktober 1985 22% bedroeg. Kenneiijk is er in de beschouwde periode met economische stagnatie neerwaartse loonstarheid in de micro-sfeer: inlevering van promoties
en periodieken gaat gemakkelijker dan loonsverlagingen
ten opzichte van de in cao’s afgesproken generieke loonsverhogingen.
Er is geen invloed gevonden van de relatieve arbeidsmarktsituatie. Deze was in de beschouwde periode voor
verschillende cohorten weliswaar verschillend, maar verslechterde over de hele linie spectaculair. Het is dan ook
denkbaar dat alle cohorten zich in de beschouwde periode
bevonden in een vlak deel van de Phillips-curve, wat onverlet laat dat bij verbetering van de werkgelegenheid wel
verschillen in effect van de relatieve arbeidsmarkt kunnen
ontstaan.
Conclusie______________________
De loonmutatie van cohorten blijkt sterk samen te hangen met de verwachte loonmutatie op grand van het ouder
worden, maar in de periode 1979-1985 met verslechterende arbeidsmarkt blijft die loonontwikkeling achter bij de verwachting. Dat is buitengewoon interesssant, want het betekent dat er verschillen in loonmutatie voorkomen die niet
worden veroorzaakt door verschillen in relatieve arbeidsmarktontwikkeling. Dank zij het bestaan van deze bijzondere relatieve verschillen in loonmutatie was het mogelijk
in de vraagvergelijking de relatie tussen relatieve loonmutatie en relatieve werkgelegenheid te kwantificeren.
In de beschouwde periode bleek 1 % afwijkende loonmutatie ceteris paribus gepaard te gaan met 2,5 a 4,7% afwijkende werkgelegenheidsmutatie in tegengestelde richting.
Vanwege de kanttekeningen die bij de gevolgde methode
moeten worden geplaatst zullen we voorzichtigheidshalve
de waarde 2 hanteren en dan nog alleen in varianten van
loonkostendifferentiatie waarbij het gaat om lager versus
hoger gekwalificeerden.
Een voorbeeld
We passen nu de gevonden substitutie-elasticiteittoe op
een loonkostendifferentiatievariant. We komen daarbij niet
met een eigen ‘plan’, maar presenteren slechts een eenvoudige variant ter illustratie. We geven een praktisch voorbeeld voor de Nederlandse situatie. De factor kapitaal laten we even (men denke aan het Cambridge-Cambridgedebat) buiten beschouwing en we splitsen de factor arbeid
in twee delen: laag en hoog gekwalificeerd. We hanteren
een substitutie-elasticiteit tussen deze twee produktiefactoren gelijk aan 2.
De toegevoegde waarde van de sector bedrijven exclusief de bijdrage van kapitaal (= loonsom) bedraagt / 190
mrd. De werkgelegenheid onder de lager gekwalificeerden
(Li) bedraagt 860.000 personen en onder de hoger gekwalificeerden (La) 3.030.000 personen. Het gaat om de werknemers onder, respectievelijk boven 1,15 x minimum(jeugd)loon per uur. Het gemiddeld loon van de lagere groep is / 22.200 per jaar en de hogere groep verdient
gemiddeld / 56.400. Punt A in figuur 1 is actueel. In A veronderstellen we dat l_2 in belangrijke mate is ingezet, maar
dat er onder lager gekwalificeerden daarentegen een omvangrijke werkloosheid bestaat.
We bezien nu de gevolgen voor de werkgelegenheid van
een verandering in de loonkostenverhouding van 10%,
waarbij we vooralsnog veronderstellen dat de produktie gelijkblijft. Dat kan door de loonkosten van de laagste groep
met 9% te verlagen en de loonkosten van de hogere loongroepen met 1% te verhogen. Dit voorbeeld is zo gekozen
dat het gemiddelde loonkostenpeil gelijkblijft, zodat de berekeningen zelfs zonder een macro-model te gebruiken
kunnen worden uitgevoerd. Dat maakt een eenvoudige
presentatie mogelijk waarbij we ons beperken tot de kern
van deze zaak. De genoemde wijziging in de loonkostenverhoudingen kan bij voorbeeld worden gerealiseerd via
een verschuiving van werkgeverslasten van lager naar hoger betaalde werknemers.
Het aardige van dit voorbeeld is nu dat er, althans in eerste ronde, niets gebeurd: alle netto inkomens blijven gelijk,
de overheid ontvangt evenveel premies als voorheen en
de werkgevers zien het totale bedrag dat ze aan werkgeverspremiesdienentebetalen nietveranderen. Hetgevolg
is dat er in eerste instantie ook geen enkele verandering in
werkgelegenheid en werkloosheid ontstaat. Tot zover het
boekhouden, maar vervolgens gaat er na enige tijd toch
lets gebeuren.
Ook al blijven de loonkosten en werkgeverspremies voor
de werkgevers als geheel gelijk, door de verschuiving in
loonkostenverhoudingen worden werkgevers aangemoedigd om meer mensen uit lagere en minder uit hogere loongroepen in dienst te nemen. Aangezien die beslissingen
veelal pas kunnen worden genomen als er werknemers
met pensioen gaan of anderzins via natuurlijk verloop verdwijnen, kan dit proces geruime tijd duren. De door ons gehanteerde substitutie-elasticiteit is gebaseerd op een periode van zes jaar.
De berekening van het werkgelegenheidseffect is verder eenvoudig. Het loonkostenpeil van de lagere groep
daalt dus relatief met 9%. Dat geeft bij een substitutieelasticiteit van 2 een toename van de werkgelegenheid
met 18%, ofte wel 154.800 personen (0,18 x 860.000).
Het loonkostenpeil van de hogere groep stijgt daarentegen relatief met 1%. Dat resulteert bij een substitutieelasticiteit van 2 in een daling van hun werkgelegenheid
met 2%, dus 60.600 personen (0,02 x 3.030.000). Per saldo neemt de werkgelegenheid dus met 94.000 toe. We
gaan dan van A naar B in figuur 1. Bij loonaanpassing
vervolg op biz. 1010
1000