Naar een effectief WWB-verdeelmodel

Van het objectieve verdeelmodel waarmee de gemeentelijke
bijstandsbudgetten worden bepaald, gaat vooralsnog niet
de beoogde prikkelwerking uit. Een betere toetsing van het
bijstandsbeleid van gemeenten biedt mogelijk uitkomst.

S

inds 2004 is de Wet werk en bijstand
(WWB) van kracht. Doel van deze wet is
dat gemeenten worden geprikkeld om het
aantal bijstandsontvangers te reduceren.
Deze prikkel ontstaat omdat gemeenten een overschot op hun budget voor de bijstandsuitkeringen
mogen houden en ze een tekort uit eigen middelen
moeten bijpassen. Cruciaal hierbij is de wijze waarop
het Ministerie van SZW het beschikbare macrobudget voor de uitkeringen verdeelt over de gemeenten.
De verdeling moet rekening houden met omstandigheden waaraan gemeenten niets kunnen doen en
moet daarnaast alle gemeenten in staat stellen bij
een beter dan gemiddelde beleidsprestatie geld over
te houden. Dat is niet eenvoudig, want men moet
voor elke gemeente niet alleen de onvermijdelijke
uitgaven goed inschatten, maar ook nog de kwaliteit
van hun bijstandsbeleid. Het ministerie bepaalt de
verdeling aan de hand van een verdeelmodel.
Dit artikel bespreekt de uitkomsten van een onderzoek naar de effectiviteit van het verdeelmodel in
de eerste drie jaren waarin het operationeel was:
2004–2006. Uit dat onderzoek blijkt dat voor de
onderzoekspopulatie de beoogde prikkelwerking van
het model uitblijft. Wat betekent dit voor de WWB
en zijn hier verklaringen voor?

Peter Berkhout
Programmaleider Arbeid &
Scholing bij het EIB

beleid

Naar een effectief
WWB-verdeelmodel
middeld beleid, dat wil zeggen, precies op de regressielijn, zullen de gemeenten boven de lijn hun beleid
moeten verbeteren. Op de lange termijn komt de
regressielijn daardoor lager te liggen en worden ook
de gemeenten die aanvankelijk net bovengemiddeld
presteerden aangespoord hun beleid te verbeteren.
In theorie ontstaat zo een spiraal richting optimaal
gemeentelijk beleid. De objectieve budgetten worden
berekend met het zogenaamde objectief verdeelmodel dat centraal staat in dit artikel.
Thans wordt voor kleine gemeenten (minder dan
dertigduizend inwoners) het budget geheel historisch
bepaald. Grote gemeenten (meer dan zestigduizend
inwoners) worden objectief gebudgetteerd en middelgrote gemeenten door een lineaire mix van beide.
Daarbij dient te worden opgemerkt dat de werking
van het verdeelmodel beperkt blijft tot een smalle,
door de politiek bepaalde bandbreedte van [–7,5
procent, 7,5 procent] rond het historische budget.
Dit wordt de ex ante inperking genoemd. Als het
model een voorspelling doet buiten de bandbreedte
dan wordt het objectieve budget vastgesteld op het
historische budget plus of min 7,5 procent. Deze
ex ante inperking heeft een dempend effect op de
objectiviteit van de verdeling.

Het verdeelmodel

Het model verdeelt door middel van dertien objectieve verdeelkenmerken die worden verondersteld
alle variatie in de onvermijdelijke bijstandsuitgaven
van gemeenten te verklaren. Voorbeelden van die
kenmerken zijn: het aantal huishoudens met lage
inkomens, het percentage huurwoningen of het aanHistorisch versus objectief budgetteren
tal banen in de COROP-regio. De gewichten van de
In de WWB vindt budgettering plaats op twee manie- verdeelkenmerken worden bepaald door middel van
ren: historisch of objectief. Historische budgettering
een regressie van recent gerealiseerde bijstandsuitwil zeggen dat het aandeel van een gemeente in het
gaven op de dertien gemeentekenmerken.
macrobudget gelijk is aan haar aandeel in het totaal
Het verdeelmodel oogstte ondanks herhaaldelijke
van uitgaven in het recente verleden. Bij objectieve
aanpassingen in de verdeelkenmerken de kritiek van
budgettering is het budgetaandeel gelijk aan de
de gemeenten die hun budget erop achteruit zagen
voorspelde uitgaven volgens een regressievergelijgaan. Hun belangrijkste kritiekpunt is dat het model
king. Het budget komt tot stand door de uitgaven
tot een niet-plausibele verdeling van middelen leidt.
van een gemeente te relateren aan andere gemeenPlausibiliteit heeft daarbij betrekking op de relatie
ten. De beoogde prikkelwerking
tussen het toebedeelde budget
komt voort uit de gedachte dat
en de gemeentelijke perceptie
Hun belangrijkste
de regressielijn de gemeenten in
van de relatieve beleidsoutput.
twee groepen splitst. De gemeenMet andere woorden, zij perkritiekpunt is dat
ten onder de regressielijn voeren
cipiëren hun beleid helemaal
het model tot een
bovengemiddeld beleid, de geniet als ondergemiddeld en
meenten erboven voeren slechter
niet-plausibele verdeling vinden het onterecht dat zij te
dan gemiddeld beleid. Door ze het
maken krijgen met een negatief
van middelen leidt
budget te geven dat hoort bij geherverdeeleffect.

ESB

21 maart 2008

171

figuur 1

Veranderingen in de WWB door grens­ erschuiving en toename van het
v
o
­ bjectieve deel

Effectevaluatie
In de effectevaluatie is het effect gemeten van de wijze van budgettering op het
bijstandsvolume. Met andere woorden: reageert de historisch gebudgetteerde gemeente anders op de WWB-prikkel dan de objectief gebudgetteerde gemeente?
De effectevaluatie berust op het feit dat onder de WWB gemeenten op verschillende wijze te maken hebben met het verdeelmodel. Bij invoering van de WWB
in 2004 werden twee grenzen getrokken. Gemeenten onder de veertigduizend
inwoners werden niet gebudgetteerd met het verdeelmodel, maar op basis van
historische uitgaven. Boven de zestigduizend inwoners werd (een toenemend
deel van) het budget volledig bepaald door het verdeelmodel. Tussen deze grenzen werd een lineaire mix van modeluitkomst en historische uitgaven berekend
op basis van het inwonertal. Dit biedt mogelijkheden voor een difference-indifference-analyse. Ten eerste kan een jaar van voor de invoering van de WWB
worden vergeleken met een WWB-jaar. Ten tweede is het mogelijk twee jaren te
vergelijken waarin het verdeelmodel werd toegepast, maar waarin de grenzen en
het aandeel van het budget dat met het verdeelmodel werd bepaald varieerden.
Ter illustratie: in 2006 ging het objectieve budgetaandeel met 27 procentpunten
omhoog ten opzichte van 2005 (van 73 procent naar 100 procent) en werd de
ondergrens verschoven van veertig- naar dertigduizend inwoners (zie figuur 1).
Hierdoor is ook een difference-in-difference-analyse mogelijk tussen twee WWBjaren.
De analyse vindt plaats op het niveau van individuen. Beschouwd wordt de
populatie van mensen die in de periode 2000–2006 op grond van hun leeftijd
gedurende de hele periode in aanmerking kwamen voor een bijstandsuitkering.
Verder verhuisden de mensen in de onderzoekspopulatie in de beschouwde
periode nooit buiten de gemeentegrenzen. We beschouwen de gemeenten met
figuur 2

Verschil in modeldosis tussen 2005 en 2006

172

ESB

21 maart 2008

een inwonertal tussen 25.000 en 70.000. De
controle­ roep in onze opzet bestaat uit gemeenten
g
waarvoor niets veranderde tussen de twee evaluatiemomenten van de difference-in-difference-analyse.
In alle gevallen bestaat de controlegroep dus uit
relatief kleine gemeenten. Om te voorkomen dat er
schijneffecten worden gevonden doordat de behandelde gemeenten in grootte te veel afwijken van de
controlegroep, worden de hele kleine en hele grote
gemeenten buiten beschouwing gelaten. De analyse
beperkt zich dus tot de middelgrote gemeenten;
op grond van de uitkomsten kunnen geen stellige
uitspraken gedaan worden over het modeleffect bij
gemeenten met meer dan 75.000 inwoners.
Doelvariabele in het onderzoek is de individuele
verblijfsduur D in de bijstand. De verblijfsduur wordt
gemeten in maanden per jaar en is dus per individu
een getal variërend van 0 tot en met 12. Gekeken is
telkens naar twee verschillende perioden: de basisperiode (t=0) en de eindperiode (t=1). Het verschil
in de tijd wordt aangeduid door: ∆D = D1 + D0. Dus
stel, een individu zit zes maanden in de bijstand in
2000 en een maand in 2006, dan is ∆D gelijk aan
1–6= –5.
De effectvariabele M betreft de mate van toepassing
van het verdeelmodel. Deze modeldosis varieert met
het jaar en het inwonertal van de gemeente van het
betreffende individu. Ook M wordt in de basisperiode en de eindperiode waargenomen. Het verschil
wordt aangeduid met: ∆M = M1 – M0. Voor individuen uit kleine gemeenten is ∆M altijd gelijk aan
nul. Voor individuen uit grotere gemeenten neemt
ΔM, afhankelijk van het jaar, een positieve waarde
aan van maximaal 1.
Het effect van het model wordt bepaald door schatting van de regressievergelijking ∆Dig = α + β ⋅ ∆Mig
+ δg + εig, waarbij α en β de te schatten parameters
zijn, i en g indices voor respectievelijk individuen en
gemeenten, δ een per gemeente variërende component (random-effect) en ε de ruisterm. Het modeleffect wordt waargenomen in parameter β. Opname
van het random-effect δ staat toe dat er op gemeenteniveau verschillen bestaan in ΔD die onafhankelijk zijn van ∆M (en dus ook onafhankelijk zijn van
gemeentegrootte). Het model werd geschat op ruim
1,4 miljoen individuen in honderdvijftig gemeenten.
Opgemerkt dient te worden dat in de WWB de
m
­ odeldosis toeneemt naarmate het inwonertal
stijgt. Op het eerste gezicht lijkt het er dus op dat
een eventueel modeleffect niet kan worden onderscheiden van een met gemeentegrootte variërend
tijd­ ffect. Dat geldt inderdaad voor alle schattingen
e
waarin een pre-WWB-jaar wordt vergeleken met
een WWB-jaar. In die gevallen neemt ∆M toe met
inwonertal. Echter, in een analyse van de verschillen tussen 2006 en een ander WWB-jaar (2004 of
2005) is dat niet het geval. Daarin neemt ∆M af voor
gemeenten tussen veertig- en zestigduizend inwoners
(zie figuur 2). Mocht een structureel met gemeentegrootte variërend tijdeffect bestaan, dan komt dat
aan het licht als de hierboven beschreven schattin-

gen worden vergeleken. Alle comet al., (2005) positief zijn over de plausibiliteit van het gros
Het model prikkelt
binaties van jaren uit de periode
van de gemeentelijke herverdeeleffecten, zet Cebeon (2007)
2000–2006 zijn onderzocht. In
hier vraagtekens bij. Van belang in beide onderzoeken is de
wel, maar de prikkel
geen enkel geval werd een signiwijze waarop het gemeentelijke beleid wordt gemeten. De
komt niet bij de juiste ambiguïteit hiervan maakt het lastig een objectief oordeel te
ficant modeleffect gevonden. Dit
betekent dat middelgrote gemeenvellen over de objectiviteit van het verdeelmodel. Ons advies
gemeenten terecht
ten, of ze nu objectief of historisch
aan de beleidsmakers is om goede indicatoren te ontwikkelen
gebudgetteerd worden, hetzelfde
voor (de effectiviteit van) het gemeentelijke bijstandsbeleid.
reageren op het arrangement van
Deze indicatoren zouden een eenduidige toetsing van de
de WWB.
plausibiliteit van de herverdeeleffecten mogelijk maken. Dat zal uiteindelijk ten
Uit eerder onderzoek blijkt dat het gehele WWBgoede komen aan de prikkelwerking van de WWB.
arrangement heeft bijgedragen aan een daling van
het bijstandsvolume. Deze bijdrage wordt geraamd
op vier procentpunten van de volumedaling van tien
procent in de periode 2004–2006 (Stegeman en
Van Vuren, 2006; Kok et al., 2007). Het feit dat
geen modeleffect werd aangetroffen suggereert dat
deze bijdrage in zijn geheel moet worden toegeschreven aan de toegenomen budgetverantwoordelijkheid.
Resteert de vraag hoe het uitblijven van een model­
effect kan worden verklaard. Een eerste verklaring
kan zijn dat het modeleffect nog niet zichtbaar is.
De WWB bestaat immers pas sinds 2004 en bij
een dergelijke grote verandering ten opzichte van
de Algemene Bijstandswet is het denkbaar dat
gemeenten enige tijd nodig hebben om zich aan te
passen aan de nieuwe systematiek met een grotere
eigen verantwoordelijkheid. Met andere woorden: er
is wel een prikkel, maar het duurt even voordat die
prikkel tot gedragsveranderingen leidt. Een tweede
mogelijke verklaring is dat door de ex ante inperking
de prikkelwerking dusdanig wordt gedempt dat een
effect achterwege blijft. Dat wil zeggen, er wordt
geen effect gevonden omdat de prikkel te zwak is.
In dat geval zou het model ontdaan moeten worden
van de ex ante inperking om effect te sorteren. Een
derde verklaring kan zijn dat de prikkel niet goed
aansluit bij de onvermijdelijke bijstandsuitgaven van
gemeenten. Het model prikkelt wel, maar de prikkel
komt niet bij de juiste gemeenten terecht, namelijk
de gemeenten die door beter beleid de bijstands­
uitgaven nog kunnen terugdringen.

Concluderend
Het bestuurlijke arrangement van de WWB berust op
twee pijlers: ten eerste, gemeenten zijn risicodragers
geworden en, ten tweede, de budgetverdeling moet
objectief zijn. Dit laatste is van belang omdat bij verdeling op basis van historische uitgaven het gevaar
van een perverse prikkel ontstaat. Weliswaar houdt
een gemeente die een jaar bovengemiddeld presteert dat jaar geld over, in volgende jaren zal deze
gemeente door deze goede prestatie een kleiner deel
van het macrobudget ontvangen. Op termijn zou dit
de prikkel die uitgaat van de budgetverantwoordelijkheid kunnen ondermijnen.
Om de prikkelwerking te kunnen aanscherpen is het
noodzakelijk beter zicht te krijgen op de plausibiliteit van de bedragen die gemeenten overhouden of
tekortkomen. Over deze herverdeeleffecten bestaat
in de literatuur veel discussie. Terwijl Visscher

Literatuur
Cebeon (2007) Plausibiliteitsonderzoek objectief verdeelmodel inkomensdeel van de Wet Werk enBijstand. Amsterdam: Cebeon.
Kok, L., I. Groot en D. Güler (2007) Kwantitatief effect WWB.
Amsterdam: SEO.
Stegeman, H. en A. van Vuren (2006) Wet werk en bijstand: een
eerste kwantificering van effecten. Den Haag: CPB.
Visscher, C.M., P. Vemer en L.J.M. Aarts (2005) Plausibiliteit van
de verdelende werking van het objectief verdeelmodel WWB 2006.
Den Haag: APE.

ESB

21 maart 2008

173