Of partners voor gelijktijdige pensionering kiezen

230Jaargang 100 (4701) 15 januari 2015
Of partners voor
gelijktijdige pensionering kiezen
PENSIOENEN
I
n een recent rapport constateert de OESO (2014)
dat Nederland behoorlijk veel maatregelen heeft
getroffen om oudere werknemers aan het werk te
houden en om officiële en officieuze routes waar –
door mensen met behoud van inkomen vervroegd
kunnen uittreden, zoals de WAO, af te sluiten. Anderzijds
stelt het rapport dat Nederland nog ruimte heeft om de
prikkels om te blijven doorwerken aan te scherpen. Een
rationeel participatie- en pensioneringsbeleid is daarom
geboden. Tien jaar geleden bedroeg de gemiddelde effec-
tieve leeftijd waarop werknemers van 55 jaar en ouder uit –
traden 61 jaar, voor zowel mannen als vrouwen. In 2014
is dit gemiddelde gestegen naar 64 jaar (CBS Statline,
2014). Vooral sinds de afschaffing van de Vervroegde Uit –
tredingsregeling (VUT) en van andere gesubsidieerde uit –
treedroutes met ingang van 2006 is er een duidelijke ver –
andering waarneembaar in de uittreedleeftijd. Inzicht in
de beweegredenen voor de individuele uittreedbeslissing is noodzakelijk om effectieve beleidsmaatregelen te treffen
die het gedrag van de individuele werknemer kunnen beïn
–
vloeden. Onderzoek (Banks et al. , 2010; Casanova Rivas,
2010; Honoré en De Paula, 2014; Gustman en Steinmeier,
2000) toont aan dat de traditionele benaderingen, die zich
richten op individuele arbeidsaanbodbeslissingen in relatie
tot financiële of fiscale prikkels, tekortschieten: er kunnen
binnen een huishouden beduidende kruiseffecten optre –
den bij de pensioneringskeuze. Het negeren van zulke ef-
fecten kan directe gevolgen hebben voor de evaluatie van
beleidsmaatregelen. Het causale effect dat men in eerder genoemd onder –
zoek beoogd te meten, is het effect van het uittreden van de
ene partner op de uittreedbeslissing van de andere partner.
Het is uitdagend om dit effect te identificeren, omdat de
beslissingen van beide partners op verschillende manieren
met elkaar samen kunnen hangen. Hierdoor kunnen er,
naast het causale effect, meerdere redenen zijn waardoor
pensionering van partners rond hetzelfde tijdstip plaats-
vindt. Een structurele modelbenadering , zoals gevolgd
door Gustman en Steinmeier (2000), modelleert verschil –
lende kanalen van samenhang expliciet. Naast het directe
causale effect van elkaars uittreedbeslissing onderscheidt
men correlatie in preferenties en selectie van partners in
beroepen met pensioenregelingen die gezamenlijke uittre –
ding vergemakkelijken. In dit onderzoek wordt een beleidswijziging als na –
tuurlijk experiment gebruikt om beter zicht te krijgen op
causale verbanden (Bloemen et al. , 2015). Een beleidswij-
ziging kan worden beschouwd als een exogene schok voor
de partners in een huishouden, die niet door de partners
is gekozen, maar wel invloed heeft op hun uittreedkeuze.
Er wordt gekeken naar het effect op de pensioenkeuze van
partners van de uittreedbeslissing van werknemers waarvan
de pensioenvoorwaarden beïnvloed werden door de be –
leidswijziging. Door de effecten van deze exogene schok te
analyseren, beoogt men om andere kanalen van samenhang HANS
BLOEMEN
Universitair hoofd-
docent aan de
Vrije Universiteit
Amsterdam
STEFAN
HOCHGUERTEL
Universitair hoofd-
docent aan de
Vrije Universiteit
Amsterdam
JOCHEM
ZWEERINK
Postdoc aan de Uni-
versiteit Utrecht
Een beleidswijziging die rijksambtenaren in staat stelde om veel
eerder dan normaal uit te treden – de Remkes-regeling van 2005–
wordt gebruikt om met administratieve data aan te tonen dat voor
mannen die gebruikmaakten van de regeling ook de echtgenote
eerder stopte met werken. Pensioenbeleid dat individuele omstan –
digheden verandert, zou daarom rekening moeten houden met
arbeidsaanbodbeslissingen binnen het huishouden. Als het onder –
liggende mechanisme een vergelijkbaar effect heeft bij een verho –
ging van de pensioenleeftijd dan kan er onbedoeld sprake zijn van
een meevaller omdat ook partners langer doorwerken.
ESB Pensioenen

Pensioenen ESB
231Jaargang 100 (4708) 23 april 2015
uit te sluiten. Voor dit laatste doel is ook de beschikbaar –
heid van nauwkeurige gegevens over de timing van pensio –
nering (wie treedt als eerste uit) van belang. De beleidswijziging vond plaats in het jaar 2005, en
hield in dat bepaalde geboortejaargangen van rijksamb –
tenaren onder voorwaarden in dat jaar eerder met pen –
sioen konden gaan dan onder de bestaande FPU-regeling
(Flexibel Pensioen en Uittreden) gebruikelijk was. Deze,
naar de toenmalige minister voor Binnenlandse Zaken ver –
noemde ‘Remkes-regeling’, maakte het voor werknemers bij
de rijksoverheid heel aantrekkelijk om binnen dat ene jaar
uit te treden. De regeling kreeg destijds veel aandacht in
de media, omdat getroffen ambtenaren er massaal gebruik
van maakten en omdat zij haaks stond op het aangekon –
digde beleid om fiscale voordelen van VUT-regelingen af
te schaffen – de Wet aanpassing fiscale behandeling VUT/
prepensioen (Wet VPL), die op 1 januari 2006 inging.
BELEIDSWIJZIGING ALS NATUURLIJK EXPERIMENT
De Remkes-regeling werd in april 2004 aangekondigd als
onderdeel van een sociaal plan, en voorzag in het tijdelijk
voortrekken van de FPU-leeftijd gedurende 2005, om via
een riante af vloeiregeling oudere werknemers te stimule –
ren eerder dan gepland met pensioen te gaan. De bruto-
pensioeninkomsten onder de Remkes-regeling waren even
hoog als onder de FPU-regeling gebruikelijk was en kon –
den oplopen tot zeventig procent van het gemiddelde loon.
Rijksoverheidsdiensten mochten deze regeling aan werkne –
mers aanbieden, onder de voorwaarde dat bestaande banen
van jongere ambtenaren gespaard bleven op organisatie –
niveau. In de praktijk werd in elke rijksoverheidsinstantie
de regeling collectief aan alle in aanmerking komende
werknemers aangeboden, dus óf aan allen óf aan niemand
(MinBzk, 2004). Daarmee werd de Remkes-regeling dus
niet selectief aangeboden aan bepaalde werknemers, bij –
voorbeeld aan hen van wie de partner een relatief hoge of
lage kans had om in de komende jaren uit te treden. Af-
delingen (departementen, diensten) van de rijksoverheid
moesten voor 1 januari 2005 beslissen of zij de Remkes-
regeling wilden aanbieden aan hun werknemers. Deze
moesten dan voor 1 december 2005 daadwerkelijk zijn
uitgetreden. Het korte tijdsbestek tussen aankondiging en
uitvoering maakt het weinig aannemelijk dat op de regeling
geanticipeerd had kunnen worden. Voor een quasi-experi-
ment zoals onze studie is dit van groot belang , omdat een
aankondiging van een beleidswijziging al voldoende kan
zijn om gedrag te beïnvloeden. Om uiteen te zetten hoe deze regeling gebruikt kan
worden om het causale effect van pensionering van de ene
partner op de andere te identificeren, is het belangrijk om
een aantal kenmerken van de regeling te noemen. Vooral de
criteria om in aanmerking te komen voor het gebruik van
deze regeling zijn hierbij van belang (MinBzk, 2004; 2005).
Ten eerste moesten ambtenaren die gebruik wilden maken
van de regeling minimaal 55 jaar oud zijn op de datum van
uittreding. Ten tweede moesten zij minimaal tien jaar aan –
eengesloten in dienst zijn geweest voor ingang van pensio –
nering. Ten derde moesten zij in de tien jaar voor pensio –
nering ABP-premies hebben afgedragen. Deze tweede en
derde beperking zijn belangrijk voor onze identificatiestra -tegie, omdat zij voorkwamen dat werknemers bij de rijks-
overheid konden gaan werken om voor de speciale regeling
in aanmerking te kunnen komen. Verder dient te worden
opgemerkt dat er per leeftijdscategorie een verschil bestaat
in de financiële ruimte die de regeling biedt. De regeling
maakte het mogelijk om tot aan de AOW-gerechtigde leef-
tijd van 65, maar ten hoogste gedurende acht jaar, van de
eerder beschreven vervroegde pensioenuitkering te genie
–
ten. Daarmee konden rijksambtenaren die bij uittreden 57
jaar oud waren, voor de volle acht jaar gebruikmaken van
de regeling tot aan hun 65e. Rijksambtenaren die voor 1
januari 1948 geboren waren, hadden recht op een doorbe –
taling van vijftig procent van de werkgeversbijdrage aan de
tweedepijler-pensioenopbouw voor een periode van maxi-
maal vier jaar. Daarmee waren de prikkels om uit te treden
het sterkst voor rijksambtenaren die 58 of ouder waren, iets
minder sterk voor hen die 57 waren, en nog minder sterk
voor individuen van 55 of 56. De sterke prikkels verklaren
waarom de Remkes-regeling vaak als een aanbod gezien
werd dat men niet kon weigeren. Het Sociaal Jaarverslag
Rijk 2005 (MinBzk, 2006) vermeldt dat ongeveer 6000
rijksambtenaren gebruikmaakten van de regeling. Ten behoeve van de identificatiestrategie worden
werknemers die in 2005 voldoen aan de toelatingseisen
voor de regeling toegewezen aan de treatmentgroep. Ter
identificatie wordt gebruikgemaakt van variatie over de
tijd, en worden werknemers uit de treatmentgroep verge –
leken met een controlegroep. Controlegroepen kunnen
worden opgesteld uit het gegeven dat veel werknemers niet
in aanmerking kwamen voor de regeling : in de jaren vóór
2005 werd de regeling niet aangeboden, terwijl de regeling
ook niet werd aangeboden aan werknemers die niet aan de
leeftijdscriteria voldeden en hen die niet voor de centrale
overheid werkzaam waren.
GEGEVENS EN ONDERZOEKSDETAILS
De gebruikte gegevens zijn administratieve microdata-
bestanden (Sociaal-statistische Bestanden, SSB) van het
Centraal Bureau voor de Statistiek, met informatie over
baankarakteristieken en persoonlijke kenmerken. De on –
derzoeksperiode bestrijkt de jaren 2000 tot en met 2005. De gebruikte steekproef beperkt de onderzoekspopu –
latie met een aantal aanvullende criteria, vooral om te waar –
borgen dat onderzochte individuen een sterke hechting
hebben aan de arbeidsmarkt, en een stabiel huwelijk heb –
ben. Deze voorwaarden maken het aannemelijker dat men
gezamenlijk voor de toekomst plant, en het arbeidsaanbod
en de uittreedleeftijd op elkaar afstemt. Echtparen zijn
daarom minimaal vijf jaar getrouwd en minimaal een van
de echtgenoten heeft de Nederlandse nationaliteit. Kop –
pels waarin de man niet voor een aaneengesloten periode
van minimaal tien jaar als ambtenaar werkzaam was, zijn
uitgesloten van het onderzoek, evenals koppels waarin de
vrouw niet ook minimaal tien aaneengesloten jaren buiten
de collectieve sector werkte. Hiermee waarborgen de se –
lectiecriteria dat mannen mogelijk in aanmerking kwamen
voor de Remkes-regeling , maar hun echtgenotes niet. Het
onderzoek concentreert zich hiermee op het effect van de
pensioneringsbeslissing van de man op de pensionerings-
keuze van de vrouw. De omgekeerde richting wordt hier

ESB Pensioenen
232Jaargang 100 (4708) 23 april 2015
0 5
1
0
1
5
2
0
2
5
3
0
3
5
53 54 55 56
Leeftijd van de werknemer 5
7 58 59 60
1 9 4 2 1
9 4 3 1
9 4 4
19 4 5
19 4 6
1 9 4 7 1
9 4 8 1
9 4 9 1
9 50
19 51
Leeftijd van de werknemer
19 4 2
Cohorten:
Cohorten:19 4 319 4 419 4 519 4 619 4 719 4 819 4 919 5019 51
0 5
1
0
1
5
2
0
2
5 In procenten
In procenten
5
3 54 55 56 57 58 59 60
0 5
1
0
1
5
2
0
2
5
3
0
3
5
53 54 55 56
Leeftijd van de werknemer 5
7 58 59 60
19 4 219 4 319 4 419 4 519 4 619 4 719 4 819 4 919 5019 51
Leeftijd van de werknemer
1 9 4 2
Cohorten:
Cohorten:
19 4 3 1
9 4 4
19 4 5
19 4 6
1 9 4 7 1
9 4 8
19 4 9 1
9 50
19 51
0 5
1
0
1
5
2
0
2
5 In procenten
In procenten
5
3 54 55 56 57 58 59 60
niet onderzocht. Tevens worden waarnemingen uitgeslo –
ten van werknemers die in het afgelopen jaar minder dan
15.000 euro verdienden. Verdere selectiecriteria hebben te
maken met ziekenhuisopname en overlijden. In de basisanalyse bevat de controlegroep de huishou –
dens waarvan de man in 2005 werkzaam was bij de rijks-
overheid en 53 of 54 jaar oud was, dus net te jong om in
aanmerking te komen voor de Remkes-regeling. De treat –
mentgroep bevat huishoudens waarvan de man in 2005
werkzaam was bij de (centrale) overheid en een leeftijd had
in de categorie 55–60, waardoor hij voldeed aan de toela –
tingseisen voor de regeling. Doorgaans acht men het wenselijk dat leden van tre
–
atment- en controlegroepen niet veel van elkaar verschil –
len. Een vergelijking van de looninkomens van leden van
huishoudens in de beide groepen laat zien dat voor zowel
mannen als vrouwen de lonen (in het voorafgaande jaar)
gemiddeld van een vergelijkbare orde van grootte waren.
Ook een vergelijking over de tijd van de pre-treatment- en
de treatmentperiode laat vergelijkbare lonen zien voor per –
sonen uit beide groepen. Een uitgebreidere controlegroep
(gebruikt voor gevoeligheidsanalyses), waarin ook huis-
houdens zitten waarvan de man niet bij de centrale over –
heid werkzaam was maar wel in de leeftijdscategorie van
53–60 zat, laat eveneens vergelijkbare lonen zien. Figuur 1 laat het effect zien van de regeling op de
pensionering van mannen uit onze steekproef die werk –
zaam waren voor de rijksoverheid. Onder mannen in de
leeftijdscategorie 55–60 kwam pensionering duidelijk va –
ker voor in 2005 dan in de voorgaande jaren. Het verschil
tussen het treatmentjaar 2005 en de pre-treatmentperiode
2000–2005 is vooral groot bij mannen in de leeftijdscate –
gorie van 57–60, wat overeenkomt met de eerder genoem –
de financiële aantrekkelijkheid van de regeling voor deze
groep. Figuur 2 laat de cijfers zien voor mannen die buiten
de overheid werkzaam waren. Wat betreft deze groep is
geen treatment-effect in 2005 te verwachten, maar andere
tijd-specifieke effecten zouden een rol kunnen spelen. Fi-
guur 2 laat echter zien dat er voor deze groep geen sprake
is van een verhoogde uittreding in 2005. Dat schept ver –
trouwen in de bruikbaarheid van de Remkes-regeling als
natuurlijk experiment.
ONDERZOEKSBEVINDINGEN
Bij de meting van het effect van de pensionering van de
man op de pensioenstatus van zijn vrouw wordt er een re –
gressieanalyse gedaan. Hierin wordt de pensioenstatus van
de vrouw geregresseerd op de pensioenstatus van de man
en een reeks van controlevariabelen. Ook wordt rekening
gehouden met vaste individuele effecten (om voor onge –
observeerde heterogeniteit te corrigeren). Indien er geen
correctie plaatsvindt voor potentiële endogeniteit van de
pensioenstatus van de man, wordt niet het causale effect
van pensionering van de man op de pensioenkeuze van de
vrouw gemeten, maar een mengeling van het causale effect
met terugkoppeleffecten van niet waargenomen factoren
die de keuze van de vrouw op het gedrag van haar man beïn –
vloeden. De regressie zonder deze correctie suggereert een
negatieve associatie tussen de pensioneringsdata binnen het
koppel (coëfficiënt van –0,024, standaardfout 0,013). De Remkes-regeling wordt nu gebruikt als instrument
voor de uittreedkeuze van de man. De methode bestaat
dan uit twee stappen. In de eerste stap wordt de uittreed –
keuze van de man gemodelleerd met dummyvariabelen die
de treatment meten (een dummy voor het jaar waarin de
regeling werd ingevoerd, vermenig vuldigd met dummy –
variabelen voor de leeftijdscategorieën die voldoen aan de
toelatings eisen). In een tweede stap wordt de voorspelde
waarde (in plaats van de waargenomen waarde) van de keu –
ze van de man gebruikt in een model dat de uittreedkeuzes
van de vrouw modelleert. Deze instrumentele variabelenschatting impliceert dat
Uittreedpercentage mannelijke
niet-ambtenaren naar geboortecohort, 2000–2005FIGUUR 2
Uittreedpercentage mannelijke
rijksambtenaren naar geboortecohort, 2000–2005FIGUUR 1

Pensioenen ESB
233Jaargang 100 (4708) 23 april 2015
de pensionering van de man ten gevolge van het gebruik
van de regeling de kans dat de vrouw binnen een jaar met
pensioen gaat met 24,6 procentpunten verhoogt (coëffici-
entschatting van 0,246 met een p -waarde van 0,057). Het
teken van deze coëfficiënt is tegengesteld aan de eerdere
schatting die geen rekening houdt met endogeniteit, wat
suggereert dat endogeniteit van de pensioenstatus van de
man voor de pensioenkeuze van de vrouw inderdaad een
rol van betekenis speelt. Bij het samenstellen van de steekproef voor de ba –
sisanalyse zijn er meerdere keuzes gemaakt die mogelijker –
wijs de uitkomst van het resultaat kunnen beïnvloeden.
Hieromtrent zijn gevoeligheidsanalyses gedaan om inzicht
te krijgen in de invloed van deze keuzes (tabel 1). Het al –
gemene beeld dat uit de tabel naar voren komt, is dat de
coëfficiëntenschattingen verkregen met verschillende va –
rianten geen grote variatie vertonen en in elkaars vijfpro –
cents-betrouwbaarheidsinterval liggen. Variaties die zijn
uitgevoerd omvatten een uitbreiding van de controlegroep
met 52- jarigen (puntschatting verandert nauwelijks, maar
wordt wel preciezer, namelijk significant op vijfprocentsni-
veau; variatie a) of met mannen die werkzaam zijn buiten
de publieke sector (identificatie nu ook op basis van sector,
dit leidt tot een licht hogere puntschatting en verhoogde
precisie, significant op vijfprocentsniveau; variatie b); en
uitbreiding van de steekproef met huishoudens waarin geen
van beide leden de Nederlandse nationaliteit heeft (vari-
atie c), met werknemers met een laag looninkomen (van
10.000–14.999 euro; variatie d) of met huishoudens waar –
in de partners relatief kort getrouwd zijn (1–4,99 jaar: leidt
tot enig verlies aan precisie, in overeenstemming met de in –
tuïtie; variatie e). De grootste afwijking met de basisanalyse
vertoont een variant waarin de steekproef wordt uitgebreid
met werknemers die gedurende de periode 1999–2005 te
kampen hebben gehad met ziekenhuisopname (de geschat –
te coëfficiënt wordt kleiner in omvang en minder precies,
suggererend dat indien gezondheidsschokken een rol spe –
len, financiële prikkels hun invloed verliezen; variatie f ).
CONCLUSIES
Nederland is bezig met het veranderen van arbeidsmarkt –
beleid dat gericht is op oudere werknemers (OESO, 2014).
Met de afschaffing van de fiscale prikkels die de VUT (en
soortgelijke regelingen) in de jaren negentig aantrekkelijk
maakten, is er een omslag zichtbaar in het uittreedgedrag
van werknemers. Doorwerken tot aan de AOW-gerechtig –
de leeftijd wordt langzaamaan de nieuwe norm. Werknemers nemen de pensioneringsbeslissing echter
vaak genoeg in samenspraak met hun partner. Indien deze
ook een vaste baan heeft met een langdurig dienstverband
dan kunnen kruiseffecten van de uittreedbeslissingen de
directe effecten van de beleidswijzigingen versterken. De
Remkes-regeling die in 2005 voor een groot aantal van de
rijksambtenaren in de leeftijdscategorie 55–60 uittreding
mogelijk maakte bij riante pensioeninkomens, was een
uniek beleidsexperiment met ongekend hoge populariteit.
Wij gebruiken de regeling als een bron van exogene variatie
in tijdelijke, leeftijdspecifieke prikkels om uit te treden. Voor
mannen toont ons onderzoek aan dat hun echtgenotes, ook
als deze zelf niet in aanmerking kwamen voor de regeling omdat zij niet bij de overheid werkten, een met 25 procent
–
punten verhoogde kans hadden om ook uit te treden. Deze bevindingen suggereren dat beleidsmakers die
parameters in het pensioenstelsel willen wijzigen, rekening
moeten houden met het feit dat niet alleen de beoogde doel –
groep getroffen kan worden, maar ook de werkende partner.
Mocht het zo zijn dat het onderliggende mechanisme even –
eens van toepassing is op hervormingen die doelen op een
verhoging van de pensioengerechtigde leeftijd, dan kan er
sprake zijn van een ‘dubbel dividend’ van het verhogen van
deze leeftijdsgrens: niet alleen het getroffen individu, maar
ook diens partner blijft dan langer aan het werk.
LITERATUUR
Banks, J., R. Blundell en M. Casanova Rivas (2010) The dynamics of retirement behavior in cou-
ples: reduced-form evidence from England and the US. Ongepubliceerd werkdocument. Londen:
University College London.
Bloemen, H., S. Hochguertel en J. Zweerink (2015) Joint retirement of
couples: evidence from
a natural experiment. IZA Discussion Paper, 8861.
CBS Statline (2014) Van arbeid naar pensioen; personen 55 jaar of ouder. Bericht op statline.
cbs.nl.
Casanova Rivas, M. (2010) Happy together: a structural model of couples’ joint retirement choic
es.
Working Paper. Los Angeles: University of California.
Gustman, A.L. en T.L. Steinmeier (2000) Retirement in dual career families: a structural mo-
del. Journal of Labor Economics, 18(3), 503–545.
Honoré, B.E. en Á. de Paula (2014) Interdependent durations in joint retirement. CEMMAP
Working Paper, 14(08).
MinBzk (2004) Sociaal flankerend beleid sector Rijk. Staatscourant, 115(juni).
MinBzk (2005) Besluit van 31 december 2004, houdende vaststelling van een aantal tijde-
lijke rechtspositionele voorzieningen van sociaal flankerend beleid voor de sector Rijk die
gelden van 1 maart 2004 tot 1 januari 2008. Staatsblad, 29 (25 januari).
MinBzk (2006) Sociaal Jaarverslag Rijk 2005. Den Haag: Ministerie van Binnenlandse Zaken
en Koninkrijksrelaties.
OESO (2014) Ageing and employment policies: Netherlands 2014: working better with age. Rap-
port. Parijs: OECD Publishing.
Schattingsresultaten causale effecten en
robuustheidchecksTABEL 1
Variatie coëfficiënt
Basisschatting 0,246 *
a. incl. werknemers 52 jaar oud 0,233 **
b. incl. mannen werkzaam buiten de publieke sector 0,291 ***
c. incl. werknemers zonder Nederlandse nationaliteit 0,252 **
d. incl. werknemers met lager loon 0,213 *
e. incl. koppels die korter zijn getrouwd 0,208
f. incl. werknemers met ziekenhuisopnames 0,124
*/**/*** Significant op respectievelijk tien-, vijf- en eenprocentsniveau