Minimumjeugdloon en
werkgelegenheid
Verlaging van net minimumjeugdloon bevordert de werkgelegenheid onder jongeren. Ten
eerste zal substitutie plaatsvinden van volwassenen door jongeren. Ten tweede is het
mogelijk dat bepaalde beroepsgroepen relatief goedkoop worden. Dan zal substitutie
tussen beroepen de werkgelegenheid bevorderen. Uit een onderzoek gebaseerd op de
Arbeidskrachtentelling en schatting van een model blijkt echter dat beide
substitutie-effecten slechts gering zijn.
DRS. E.S. MOT- DR. C.N. TEULINGS*
Zowel onder wetenschappers als onder beleidsmakers
bestaat de overtuiging dat verlaging van de minimumlonen
een belangrijke bijdrage aan het terugdringen van de werkloosheid zou kunnen leveren. Erzijn vele voorstellen ontwikkeld om de loonkosten op het laagste niveau te verlagen, bij
voorbeeld door werkgevers vrij te stellen van de betaling van
werkgeverspremies. Hoewel het onderwerp met de komst
van het nieuwe kabinet enigszins van de politieke agenda is
verdwenen, is het nog steeds van belang inzicht te krijgen in
de effectiviteit van deze maatregel.
De eerste helft van de jaren tachtig biedt ideale omstandigheden om de effecten van minimumlonen op de werkgelegenheid vast te stellen1. Zoals tabel 1 laat zien zijn in
die periode de minimumlonen voor personen jonger dan 23
jaar uitgedrukt in procenten van het minimumloon voor
volwassenen aanzienlijk verlaagd. In tabel 2 zijn enige
‘stylized facts’ weergegeven. Het werkloosheidspercentage onder jongeren is na 1983 inderdaad afgenomen en wel
sneller dan gemiddeld. Dit lijkt te wijzen op een succesvol
beleid. Nadere beschouwing van tabel 2 leert echter dat
het aandeel van jongeren in de totale werkgelegenheid
voortdurend is gedaald. De daling van de jeugdwerkloos-
Tabel 1. Minimumjeugdlonen en feitelijk verdiende jeugdlonen, 1980-1984
Leeftijd
23 en ouder
22
21
20
19
18
17
1 7 t/m 22a
Min.jeugdloon in % van het
min.loon voor volwassenen
tot
sinds
31-12-’80
1-7- ’83
100
92,5
85
77,5
70
62,5
55
79,1
100
85
72,5
61,5
52,5
45,5
39,5
65,7
Indexcijfers
(1980=100)
mm.
netto
loon
loon
106
98
91
85
80
78
77
89
Bron: Hesemans en Van Reijn, 1986.
a. Gewogen met de werkgelegenheidsaandelen voor 1985.
ESB 7-11-1990
109
103
101
99
94
92
86
98
held blijkt vooral aan de ontwikkeling van het aanbod van
arbeid te danken te zijn, niet aan die van de vraag.
Methode_______________________
In ons onderzoek is een aantal beroepen geselecteerd
waar het minimumloon van belang is voor de loonvorming
(in het vervolg minimumloonberoepen). Het voordeel van
deze aanpak is dat wij zoveel mogelijk andere invloeden
op de leeftijdsopbouw dan het minimumloon uitsluiten.
Verlaging van de minimumjeugdlonen zal de vraag naar
arbeid op drie manieren be’fnvloeden. In de eerste plaats
worden in de minimumloonberoepen jongeren goedkoper
ten opzichte van volwassenen. Dit kan aanleiding zijn tot
substitutie tussen jongeren en volwassenen. In de tweede
plaats worden deze beroepen als geheel goedkoper ten
opzichte van de rest van de beroepen, waar het minimumloon geen invloed heeft op de loonvorming. Het aandeel
van de minimumloonberoepen in de werkgelegenheid zal
hierdoor naar verwachting toenemen. Ten slotte wordt de
produktiefactor arbeid als geheel goedkoper. Dit kan leiden
tot substitutie tussen arbeid en kapitaal of tot groei van de
totale produktie. De twee eerstgenoemde effecten hebben
dus betrekking op substitutieprocessen door wijzigingen in
de relatieve loonvoet van verschillende groepen, het laatste effect is gelijk aan het effect van generieke loonmatiging. Voor de twee substitutie-effecten aan de vraagzijde
zullen wij in het navolgende betoog enige schattingsresultaten presenteren. Het effect van de verlaging van de
minimumjeugdlonen op het aanbod blijft in dit artikel onbesproken.
De data voor dit onderzoek zijn ontleend aan de Arbeidskrachtentellingen (AKT) van het Centraal Bureau voor de
* De auteurs zijn werkzaam bij de Stichting voor Economisch
Onderzoek der Universiteit van Amsterdam. Dit artikel is gebaseerd op een onderzoek van de auteurs met dezelfde titel dat is
uitgevoerd in opdracht van de OSA.
1. In het verleden is al meer onderzoek gedaan naar deze problematiek, zie onder andere CPB, Gevolgen verlaging minimumloonkosten, een verkenn/ng, Werkdocument nr. 25, Den Haag, 1988.
1047
Tabel 2. Enige kerngegevens voor de arbeidsmarkt naar
leeftijd, 1979-1985
1979
werkloosh. perc.. 1 7-22
werkloosh. perc.. 23-64
7,8
4,2
werkloosh. perc .17-22/23-64 1,87
werkgelegenh. 1 7-22/23-64 0,234
1981
1983
14,4
7,0
2,05
0,231
24 ,7
11 ,6
2 ,13
0 ,199
1985
21 ,4
11 ,4
1,89
0 ,195
Bron: berekend op basis van AKT’s 1979 t/m 1985.
Statistiek (CBS) voor de jaren 1979, 1981, 1983 en 1985.
In deze enquete worden zeer gedetailleerde vragen gesteld over allerlei aspecten van de arbeidsmarktsituatie van
de respondenten, alleen niet over het verdiende loon. Op
het eerste gezicht is het problematisch om de effecten van
een verlaging van de minimumjeugdlonen te bepalen zonder gegevens over de verdiende lonen. Bij nadere beschouwing blijkt dit probleem echter oplosbaar.
Uitgaande van de veronderstelling dat ondernemers
streven naar kostenminimalisatie en datde produktietechniek kan worden beschreven met een CES-produktiefunctie, kan de volgende arbeidsvraagvergelijking worden afgeleid:
+Y
0)
waarin:
Lj = de werkgelegenheid in leeftijdsklassen (j = jongeren;
o = volwassenen)
W] = de loonvoet voor leeftijdsklasse j
a/o= de substitutie-elasticiteit tussen de leeftijdsklassen
Veronderstel de volgende log-lineaire vergelijking voor
de loonvoet voor leeftijdsklasse j:
veer 0,75. Uit deze hoge waarde van a kan de conclusie
worden getrokken dat ondanks de daling van het aanbod
van jongeren sinds 1981 de arbeidsmarkt voor jongeren in
1985 nog steeds ruim was. Anders hadden de krachten van
vraag en aanbod de jeugdlonen omhoog gestuwd, ondanks de verlaging van de minimumjeugdlonen.
Vier waarnemingen vormen een te klein aantal voor
tijdreeksanalyse. Dit probleem is opgelost door Nederland
in vier regio’s te verdelen, waardoor wij 16 waarnemingen
hebben voor substitutie binnen beroepen3. Natuurlijk verschilt het minimumjeugdloon niet tussen regio’s, maar de
andere verklarende variabele, het werkloosheidspercentage, varieert wel. Het onderzoek beperkt zich tot personen
met een opleiding op ten hoogste middelbaar niveau.
Substitutie binnen beroepen
De analyse is uitgevoerd voor vijf beroepsgroepen waar
relatief veel laaggeschoolde jongeren werken. De schattingsresultaten voorde substitutie-elasticiteiten worden gepresenteerd in de eerste kolom van tabel 3. In meerderheid
zijn de coefficienten negatief, zij het slechts zwak en over
het algemeen niet significant. De coefficienten voor koks
en winkelpersoneel hebben zelfs het verkeerde teken.
Vooral wat betreft het winkelpersoneel zijn wij verbaasd
een klein maar significant positief effect te vinden. Van het
jeugdig winkelpersoneel verdient een groot deel het minimumloon. Voor het ontbreken van een negatief effect zijn
er twee mogelijke verklaringen. Ten eerste kan het effect
van een verandering in de minimumjeugdlonen overvleugeld worden door een verandering in de samenstelling van
deze heterogene beroepsgroep. Ten tweede is voor een
vrij groot deel van de werknemers het minimumloon niet
van toepassing, omdat zij minder dan een derde van de
normale arbeidsduur werken, en werknemers die er wel
recht op hebben worden relatief vaak onderbetaald.
In ( WJ) = a In (MJ) + (l – a)ln( W) – Q ln(uy) + |/y (2)
waarin:
MJ = het minimumloon voor leeftijdsklasse j
Uj = het werkloosheidspercentage voor leeftijdsklasse j
W = de gemiddelde loonvoet
De gemiddelde loonvoet treedt als verklarende variabele
op, aangezien het ons niet zozeer gaat om het absolute
niveau van de loonvoet, als wel om de verhouding tussen
de loonvoeten voor verschillende leeftijdsklassen. Verder
is een term voor het Phillipscurve-effect (het effect van de
werkloosheid op de loonvorming) opgenomen (de coefficient (0)).De coefficient a geeft aan in hoeverre feitelijke
lonen worden beihvloed door veranderingen in de minimumlonen2. Deze speelt een criciale rol in de tweede
analyse.
Substitutie van (2) in (1) geeft:
^l + ko
Substitutie tussen beroepen
Bij het substitutie-effect tussen beroepen moeten wij rekening houden met het feit dat het relatieve loon wordt bepaald
door twee factoren: ten eerste de ontwikkeling van het minimumjeugdloon ten opzichte van het volwassen minimumloon en ten tweede de ontwikkeling van het minimumloon
voor volwassenen ten opzichte van het algemeen loonniveau. Het bleek onmogelijk om beide factoren afzonderlijk in
de vergelijking op te nemen vanwege multicollineariteit.
Daarom hebben wij slechts een maatstaf voor de relatieve
arbeidskosten gebruikt, namelijk het minimumloon gerelateerd aan het algemeen loonniveau. Gevolg is wel dat wij
geen onderscheid kunnen maken tussen een daling van het
minimumjeugdloon en een daling van het minimumloon voor
volwassenen. Uiteindelijk hebben we de volgende vergelijking gebruikt:
(3)
In
Het algemene loonpeil komt in deze vergelijking niet
voor. Het werkgelegenheidsaandeel van jongeren kan
rechtstreeks worden geschat als een functie van minimumlonen en werkloosheidspercentages.
Om een indruk te krijgen van de waarde van de elasticiteit a is in label 1 de feitelijke loonontwikkeling voor de
verschillende leeftijden vergeleken met de ontwikkeling
van het minimumloon. Zoals blijkt heeft een verandering in
de minimumlonen grote invloed op de feitelijk verdiende
lonen. De tabel suggereert een waarde van a van onge-
1048
=-
In (
p trend + p.
(4)
Hierin staat b voor het betreffende beroep, r voor de
overige beroepen en obr voor de substitutie-elasticiteit tussen
2. Wij veronderstellen dat a gelijk is voor jongeren en volwassenen
binnen minimumloonberoepen.
3. De beroepsindeling is afkomstig uit C.N. Teulings en N. Vriend,
Een empirische afbakening van beroepsdeelmarkten, SEO-rapport, nr. 215, Amsterdam, 1988.
label 3. Schattingsresultaten voor het aandeel vanjongeren in de werkgelegenheid per beroep en voor de totale
werkgelegenheid per beroepa
Beroep
Winkelbedienden
Keuken-, huish. pers.
Lagere agrarische beroepen
Prod, pers., bouwvakarb.
Laders, inpakkers, e.d.
Omr
1,02
0,81
-1,60
-0,21
-0,00
(2,2)
(0,8)
(-1,8)
(-0,5)
(-0,0)
-0,65
0,65
2,09
1,50
-1,24
(-0,5)
(0,4)
(1.1)
(1,2)
(-3,2)
a. t-waarden tussen haakjes; t voor vier vrijheidsgraden a = 0,05 (2,13).
beide.Voor de invloed van het relatieve loon is net als in
vergelijking (3) de doorwerking van het minimumloon in het
verdiende loon van belang (a). Bovendien spelen hier ook
substitutiemogelijkheden een rol, maar dan tussen beroepen. Verder is een trendvariable opgenomen om de invloed
van de technologische ontwikkeling op de beroepsstructuur
weer te geven. De Schattingsresultaten staan in de derde
kolom van tabel 3.
Voor enkele afzonderlijke beroepen kan de mogelijkheid van substitutie worden aangetoond, namelijk voor
laders/inpakkers en in mindere mate voor winkelpersoneel. Laders is het enige beroep waar zich werkelijk een
omvangrijk effect voordoet. Volgens de Schattingsresultaten zou de werkgelegenheid met 20% zijn afgenomen
tussen 1979 en 1985, als het minimumloon in deze beroepsgroep niet bij de algemene loonontwikkeling was
achtergebleven. Door de verlaging van de relatieve minimumlonen met 14% blijft de daling van de werkgelegenheid beperkt tot 3%. Dit is echter maar voor een klein deel
toe te schrijven aan het onderwerp van ons onderzoek,
de daling van de minimumjeugdlonen. Driekwart van het
effect is het gevolg van het achterblijven van het minimumloon voor volwassenen bij de algemene loonontwikkeling.
Omvang van de werkgelegenheidseffecten
Met behulp van de geschatte elasticiteiten kan men zich
een beeld vormen van het effect dat de verlaging van de
minimumjeugdlonen op de werkgelegenheid heeft gehad.
Voor deze simulates hebben wij een robuuste schatting
van de substitutie-elasticiteit binnen beroepen respectievelijk tussen beroepen gemaakt door de vijf beroepen samen
te nemen. De geschatte substitutie-elasticiteit binnen beroepen is dan -0,28 met een standaardfout van 0,29. De
coefficient heeft wel het goede teken, maar is niet significant. De substitutie-elasticiteit tussen beroepen blijkt het
verkeerde teken te hebben, maar is niet significant.
Gezien het geringe aantal waarnemingen zijn de berekende effecten met grate (on)betrouwbaarheidsmarges
omgeven. Wij presenteren daarom drie varianten: een
meest waarschijnlijke schatting, en een maximaal en een
minimaal effect. Deze varianten zijn ontstaan door bij de
geschatte coefficienten de standaardfout op te tellen respectievelijk ervan af te trekken. In die gevallen waar de
coefficient hierdoor het verkeerde teken kreeg is deze gelijk
aan 0 gesteld.
Om het totale effect van verlaging van de minimumjeugdlonen te kunnen berekenen moet men ook weten wat
het goedkoper worden van de produktiefactor arbeid als
geheel voor gevolgen heeft voor de werkgelegenheid. Wij
maken hiervoor gebruik van bestaande Schattingsresultaten uit verschillende bronnen. Hierop baseren wij de waarde -0,4 voor de elasticiteit4.
ESB 7-11-1990
Met de coefficienten uit het voorafgaande kunnen we de
effecten van een verlaging van de minimumjeugdlonen
berekenen. Tussen 1979 en 1985 is het minimumjeugdloon met gemiddeld 17% gedaald ten opzichte van het
minimumloon voor volwassenen. De resultaten zijn weergegeven in tabel 4. In de meest waarschijnlijke projectie is
de werkgelegenheid voor jongeren door de verlaging van
de minimumjeugdlonen met 11.000 arbeidsjaren toegenomen en die voor volwassenen met 1.000 arbeidsjaren
afgenomen. Bij jongeren is de toeneming voor het grootste
deel te danken aan substitutie binnen minimumloonberoepen. Uitbreiding van de totale werkgelegenheid speelt
maar een beperkte rol. Bij volwassenen vallen het negatieve effect van substitutie en het positieve effect van uitbreiding in het algemeen grotendeels tegen elkaar weg. De
elasticiteit van de werkgelegenheid van het minimumjeugdloon is -0,25 voor jongeren in minimumloonberoepen
en -0,1 voor alle jongeren samen.
Indien wij uitgaan van een maximale schatting is de
werkgelegenheid voor jongeren met 22.000 arbeidsjaren
toegenomen als gevolg van de verlaging van de minimumjeugdlonen en die voor volwassenen met 7.000 arbeidsjaren afgenomen. De werkgelegenheid voor volwassenen
neemt in dit geval sterker af, omdat zij binnen minimumloonberoepen meer van substitutie te lijden hebben.
In de minimale variant zijn zowel het substitutie-effect
binnen als tussen beroepen gelijk aan nul gesteld. Onder
deze veronderstelling wordt slechts een zeer bescheiden
werkgelegenheidseffect gevonden, dat louter het gevolg is
van de daling van de gemiddelde loonkosten.
Verlaging van het minimumjeugdloon leidt weliswaar tot
toename van de werkgelegenheid voor jongeren, maar
deze toename is slechts bescheiden.
Plausibiliteit van de resultaten
Uit een vergelijking met bestaande onderzoeksresultaten
blijkt dat onze bevindingen goed aansluiten bij internationaal
onderzoek. In de Verenigde Staten is veel tijdreeksanalyse
gedaan naar het verband tussen het minimumloon en de
werkgelegenheid. Brown e.a. concluderen in een overzichtsartikel dat de elasticiteit van de werkgelegenheid voor jongeren ten opzichte van het minimumloon tussen de 0,1 en 0,3
ligt, waarbij zij de lagere schattingen als betrouwbaarder
beschouwen5.
Hamermesh geeft een overzicht van werkgelegenheidselasticiteiten voor jongeren6. Deze elasticiteiten zijn bepaald naar het verdiende loon. Voor de hele groep 14- tot
en met 24-jarigen wordt een elasticiteit van 0,6 gerapporteerd. Onze werkgelegenheidselasticiteit van het verdiende loon voor alle jongeren samen is 0,49 en wijkt hier dus
niet veel van af.
Vergelijking met ander Nederlands onderzoek is lastig
vanwege verschillen in onderzoeksopzet en gepresenteerde berekeningen. Van Schaaijk en Waaijers hebben bij het
Centraal Planbureau een cohortmodel voor arbeid geconstrueerd7. Zij vinden een veel hogere substitutie-elasticiteit
tussen leettijdsgroepen dan wij, namelijk 2 tegenover 0,37.
4. Voor een verantwoording zie het bovengenoemde rapport.
5. C. Brown, C. Gilroy en A. Kohen, The effect of the minimum
wage on employment and unemployment, Journal of Economic
Literature, 1982, biz. 487-528 .
6. D.S. Hamermesh, The demand for labor in the long run, in: O.
Ashenfelter en R. Layard (red.), Handbook of Labor Economics,
1986, biz. 429-471.
7. M. van Schaaijk en R. Waaijers, Experimenteel cohortmodel,
een verkennende analyse van de wisselwerking tussen relatieve
lonen, vraag en aanbod, Centraal Planbureau, Onderzoeksmemorandum nr. 46, 1988.
1049
Tabel 4. Verwachte gevolgen verlaging minimumjeugdlonen met 17% (in duizenden arbeidsjaren; elasticiteiten
tussenhaakjes)
min. loon-
Werkglh. effect
overige
beroepen
beroepen
Totaal
Max. schatting3
Jongeren
22
Volwassenen
Totaal
-7
15
(0,53)
(-0,05)
(0,08)
0
0
0
(0,0)
(0,0)
(0,0)
22 (0,20)
-7 (-0,02)
15 (0,03)
10
-5
5
(0,25)
(-0,03)
(0,03)
1
4
5
(0,01)
(0,01)
(0,01)
11 (0,10)
-1 (-0,00)
10 (0,02)
0
2
2
(0,01)
(0,01)
(0,01)
1
4
5
(0,01)
(0,01)
(0,01)
Gem. schatting3
Jongeren
Volwassenen
Totaal
Mm. schatting?
Jongeren
Volwassenen
Totaal
1
6
7
(0,01)
(0,01)
(0,01)
a: (a * 0,0 = max.: 0,57, gem.: 0,28, min.: 0; a * at* = max.: 0,26, gem. en
min.: 0; a * r| = 0,3)
Een belangrijk bezwaar tegen hun onderzoek is echter dat
in de schattingsvergelijking een dummy is opgenomen voor
die groepen met een relatief laag loonniveau. Deze dummy
werkt vooral voor Jongeren, omdat zij weinig verdienen. De
coefficient voor deze dummy is negatief. Hiermee wordt
precies het verschijnsel Verklaard’ waar wij in de inleiding
van ons artikel gewag van maakten, namelijk de daling van
het aandeel van Jongeren in de totale werkgelegenheid.
Berekeningen over verlaging van het minimumloon voor
23- tot en met 26-jarigen leveren overigens en vrij bescheiden werkgelegenheidseffect op8.
Van Soest en Kapteyn baseren hun onderzoek op het
model van Meyer en Wise9. Zij vinden grote effecten van
verlaging van het minimum(jeugd)loon, zowel vergeleken
met Van Schaaijk en Waaijers als vergeleken met ons
onderzoek. Zij overschatten het effect van minimumloonverlaging vermoedelijk, doordat zij a priori uitgaan van
onbeperkte substitutiemogelijkheden tussen verschillende
soorten arbeid en doordat zij de macro-economische context als gegeven beschouwen: een toename van de produktie kan in allle gevallen worden afgezet tegen het geldende prijsniveau.
Ook Van Opstal10 heeft een onderzoek gedaan naar de
relatie tussen minimumloon en werkloosheid, dat eveneens is gebaseerd op het model van Meyer en Wise. Van
Opstals uitkomsten voor mannen voor 1985 wijken echter
sterk af van die van Van Soest en Kapteyn voor 1984.
Bovendien zijn er grote verschillen in dwarsdoorsnederesultaten tussen 1979 en 1985. In 1979 zou door afschaffing van het minimumloon de werkloosheid helemaal niet
afnemen, in 1985 zou deze voor Jongeren en vrouwen sterk
afnemen.
Deze onderzoeken zijn geen reden om de door ons
gevonden effecten als onjuist terzijde te schuiven. Wel
moet worden gewezen op een belangrijke beperking van
ons model: door de zeer korte tijdreeksen waren wij niet in
staat expliciet rekening te houden met vertragingen. Echter, in 1985, vier jaar na de eerste verlaging van de jeugdlonen, zouden toch op zijn minst enige werkgelegenheidseffecten mogen worden verwacht. Onze data laten deze
niet zien.
Een theoretische verklaring van de geringe effectiviteit
van verlaging van het jeugdloon kunnen wij zoeken in
‘efficiency wage’-theorieen . Volgens deze theorieen leidt
een lager loon tot een lagere produktiviteit. Bij verlaging
van de jeugdlonen daalt de produktiviteit van Jongeren. Het
voordeel van hun lagere prijs wordt dan weer geheel of
1050
gedeeltelijk tenietgedaan. Met is daarom voor werkgevers
niet altijd gunstig de lonen te verlagen, ook al laten de
marktomstandigheden dit wel toe.
In een variant van deze theorie wordt verondersteld dat
het voor werkgevers aantrekkelijk is om meer te betalen
dan het marktloon, omdat zij de inzet van de werknemers
dan slechts steekproefgewijs hoeven te controleren. Een
werknemer laat het wel uit zijn hoofd om zich niet volledig
in te spannen, aangezien hij dan het risico loopt te worden
ontslagen en daarmee zijn loonsurplus boven het marktloon prijsgeeft. Een kleine kans op controle is dan voldoende om iedereen zich volledig te laten inspannen.
In dit model kan een verlaging van het minimumloon
contraproduktief werken voor de werkgelegenheid voor
laaggeschoolden. Het surplus van het loon boven het
marktniveau neemt door een verlaging van minimumlonen
af. Om de inzet van werknemers op peil te houden zullen
werkgevers ter compensatie van het lagere loonsurplus
intensiever moeten controleren. Dit leidt tot meer werkgelegenheid voor controleurs, maar deze zijn hoger opgeleid.
Voor lager opgeleiden heeft de verlaging van minimumlonen geen positief werkgelegenheidseffect12.
Conclusie
De effecten van de verlaging van de minimumjeugdlonen in 1981 en 1983 lijken veel kleiner dan algemeen wordt
verondersteld. Onze onderzoeksresultaten wijzen op een
uitbreiding van de werkgelegenheid van 10-20.000 arbeidsjaren. Dit geringe effect is niet te wijten aan de beperkte doorwerking van de minimumjeugdlonen in de verdiende lonen: deze elasticiteit ligt in de orde van grootte
van driekwart. Ook een tekort aan Jongeren kan het geringe
effect niet verklaren. De achtergrond van de geringe effecten ligt in de lage waarden van de substitutie-elasticiteiten.
De gevonden waarden voor de resulterende werkgelegenheidselasticiteiten komen echter redelijk overeen met wat
in de Internationale literatuur wordt genoemd. De meer dan
gemiddelde daling van de werkloosheid onder Jongeren
moet volledig worden toegeschreven aan een daling van
de participatiegraad. Hier ligt mogelijk het voornaamste
effect van de verlaging van de minimumjeugdlonen en de
daaraan gekoppelde werkloosheidsuitkeringen. Het is nauwelijks meer aantrekkelijk om op jonge leeftijd de arbeidsmarkt te betreden. De vraag naar arbeid lijkt echter niet of
nauwelijks te zijn beTnvloed door de genomen beleidsmaatregelen. Hoe dan ook staat iemand die het tegendeel wil
beweren voor een moei lijk oplosbare puzzel: hoe valt in dat
geval de ontwikkeling in de jaren tachtig te verklaren,
waarbij ondanks een aanzienlijke verlaging van de minimumjeugdlonen het aandeel van Jongeren in de totale
werkgelegenheid is gedaald.
E. Mot
C. Teulings
8. Centraal Planbureau, Gevolgen verlaging minimumloonkosten,
een verkenning, Werkdocument nr. 25, 1988.
9. R.H. Meyer en D.A. Wise, The effects of the minimum wage on
the employment and earnings of youth, Journal of Labor Economics, nr. 1, 1983, biz. 66-100; R.H. Meyer en D.A. Wise, Discontinuous distributions and missing persons: the minimum wage and
unemployed youth, £conomefr/ca,1983, biz. 1677-1698.
10. R. van Opstal, Minimumloon en werkloosheid; een empirische
analyse op micro data uit 1979 en 1985, Onderzoeksmemorandum nr. 69, CPB, 1990.
11. G.A. Akerlof en J.L. Yellen, Efficiency wage models of the
labour market, Cambridge University Press, Cambridge, 1986.
12. G. Calvo en S. Wellisz, Hierarchy, ability and income distribution, in: Akerlof en Yellen, op. cit., 1986.