Perceptie en realiteit op de
arbeidsmarkt
Het functioneren van de arbeidsmarkt staat tegenwoordig meer dan ooit in de
belangstelling van economen. Traditionele macro-economische theorieen schieten echter
tekort om het maatschappelijke vraagstuk van massale en hardnekkige werkloosheid goed
te kunnen analyseren. Micro-economische benaderingen zijn een onmisbare aanvulling. In
dit artikel wordt aan de hand van een enquete uitgezocht hoe groot werklozen en
werkenden hun kansen op de arbeidsmarkt achten. Deze zogenoemde ‘percepties’ blijken
zowel van sociale (gezinsfase, politieke voorkeur) als van
economische(arbeidsmarktervaring, werkloosheidsduur) variabelen af te hangen. De
auteurs vergelijken de gepercipieerde kansen vervolgens met de – uit de empirie
afgeleide – ‘objectieve’ kansen voor de verschillende categorieen werkzoekenden.
Daaruit blijkt dat de meeste werkzoekenden, in het bijzonder vrouwen, te pessimistisch
zijn over hun positie op de arbeidsmarkt.
DRS. G. RENES* – DR. A.J.M. HAGENAARS* PROF. DR. B.M.S. VAN PRAAG**
In het laatste decennium is er veel micro-economisch
onderzoek op gang gekomen naar de werking van de arbeidsmarkt. Naast zuiver wetenschappelijke motieven
speelt bij deze ontwikkeling de maatschappelijke werkgelegenheidsproblematiek een belangrijke rol. Men heeft
zich gerealiseerd dat de macro-economische noties van
vraag en aanbod van arbeid slechts begrepen kunnen worden vanuit de micro-economische optiek, waarbij op
macro-niveau vraag en aanbod geaggregeerde variabelen
zijn van marktgedrag van vele vragers en aanbieders op
de arbeidsmarkt.
Centraal in deze benadering staat de beschrijving van
het aanbodgedrag als een ‘job-search proces’ 1). De werknemer zoekt een baan en dat kost tijd, geld en moeite. Geconfronteerd met een aanbieding evalueert hij deze in termen van loon en overige arbeidsvoorwaarden. Indien de
aanbieding acceptabel is, eindigt het zoekproces. Het
zoekproces is zowel financieel kostbaar als psychisch inspannend of zelfs traumatisch. Zoekers die vaak hun
hoofd stoten of daarvoor vrezen, kunnen zo ontmoedigd
raken dat ze geen serieuze poging meer doen een baan te
vinden. Bij elk zoekproces is van cruciaal belang de kans
die men zich zelf toedicht dat een zoekpoging (zeg een sollicitatie) succes heeft. Deze kans die men zichzelf toedicht, noemen we de gepercipieerde arbeidsmarktkans.
Het is interessant om deze percepties te vergelijken met
de werkelijkheid. Laten we bij voorbeeld eens aannemen
dat de kans op een geslaagde sollicitatie door iemand op
30% wordt geschat, maar de reele kans is 60%. In dat geval is er sprake van een ten onrechte ontmoedigde zoeker.
In dit geval kan de arbeidsmarkt niet optimaal werken, omdat de arbeidzoeker zich op verkeerde (te pessimistische)
informatie baseert.
In dit artikel willen wij iets meer inzicht verschaffen in de
hoogte en de variatie van deze gepercipieerde arbeidsmarktkansen, en deze resultaten, voorzover mogelijk, vergelijken met de reele objectieve kansen in Nederland. Deze bijdrage dient gezien te worden als een eerste verkenning. Het datamateriaal voor deze analyse is niet optimaal,
520
en het model is simpel gehouden. Niettemin lijken ons de
hier gepresenteerde resultaten interessant, zowel om hun
significantie en plausibiliteit als om de bijdrage die zij kunnen geven aan ons inzicht omtrent het functioneren van de
Nederlandse arbeidsmarkt.
Gegevens over percepties
In September 1983 is door de Gemeenschappelijke
Persdienst (GPD) in samenwerking met twee van de auteurs 2) een enquete gehouden onder de lezers van 10 regionale dagbladen, samen goed voor een oplage van
700.000. In deze dagbladen is op zaterdag 10 September
1983 een vragenlijst afgedrukt die de lezers konden invullen en terugsturen. De representativiteit van deze enquete
is vergelijkbaar met die van langs meer orthodoxe kanalen
verkregen enquetes 3). In deze GPD-enquete zijn onder
andere vragen gesteld over de kansen die mensen zich
zelf op de arbeidsmarkt toedichten. In de enquete worden
twee groepen mensen op de arbeidsmarkt onderscheiden:
mensen die nu werken en mensen die nu werkzoekend
zijn. Twee vragen zijn gesteld aan mensen die nu werken:
* Beiden verbonden aan het Centrum voor Onderzoek van de Economie van de publieke sector van de Rijksuniversiteit Leiden.
* * Verbonden aan het Econometrisch Instituut van de Erasmus Universiteit Rotterdam.
1) Zie voor een overzicht S. Lippman en J.J. McCall (red.), Studies in
the economics of search, Amsterdam, 1979.
2) Prof. dr. B.M.S. van Praag en dr. A.J.M. Hagenaars, die destijds
beide verbonden waren aan het Centrum voor onderzoek van de economie van de publieke sector van de Rijksuniversiteit Leiden.
3) E.P. van Duin en A.J.M. Hagenaars, Representativiteit van een
dagblad enquete, Coeps-rapport, nr. 84.23.
1. ,,Er wordt wel beweerd: niemand is in deze tijden zeker van zijn baan. Hoe kijkt u daar tegen aan. Denkt u dat
u in het komend jaar uw baan kwijt zal raken?” De antwoordmogelijkheden waren:
– zeer onwaarschijnlijk;
– niet zo waarschijnlijk;
– waarschijnlijk;
– zeer waarschijnlijk;
– weet niet.
slacht zonder rekening te houden met verschillen in andere karakteristieken (economische en sociale) tussen mannen en vrouwen die invloed uitoefenen op deze percepties. Om gepercipieerde arbeidsmarktkansen af te leiden
voor mannen en vrouwen met dezelfde sociaal-economische karakteristieken kiezen we een modelmatige aanpak.
2. ,,En als u zonder werk zou komen, verwacht u dan dat
u binnen een jaar een andere baan zou vinden?” De antwoordmogelijkheden zijn dezelfde als bij vraag 1.
Het model
Een vraag werd gesteld aan werkzoekenden:
3. ,,Verwacht u binnen een jaar weer werk te vinden?”
Ook hier zijn de antwoordmogelijkheden dezelfde als bij
vraag 1.
In de analyse onderscheiden we vier groepen respondenten: gehuwde vrouwen, gehuwde mannen, alleenstaande vrouwen en alleenstaande mannen. De verdeling van de antwoorden op bovenstaande drie vragen
van deze vier typen respondenten vindt u in tabel 1a, 1b,
en 1c.
Uit de tabellen komt naar voren dat vrouwen, vooral gehuwde vrouwen, iets negatiever zijn over hun kansen op
de arbeidsmarkt dan mannen. We kunnen uit de tabellen
1 a, 1 b en 1 c geen conclusies trekken over de verschillen in
gepercipieerde arbeidsmarktkansen op grond van ge-
Tabel 1a. Kans op ontslag voor werkenden
Alleenstaanden
Gehuwden
vrouwen
Zeer onwaarschijnlijk
Niet zo waarschijnlijk
Waarschijnlijk
Zeer waarschijnlijk
Weet niet
Totaal
mannen
vrouwen
mannen
697 (49%)
514(36%)
4057(61%)
1892(29%)
127(52%)
87 (36%)
224 (53%)
137(33%)
79 ( 6%)
51 ( 3%)
86 ( 6%)
205 ( 3%)
142( 2%)
320 ( 5%)
9( 4%)
13 ( 5%)
7( 3%)
26 ( 6%)
1427
6616
22 ( 5%)
12 ( 3%)
421
243
Tabel 1b. Kans op werk na ontslag voor werkenden
Alleenstaanden
Gehuwden
vrouwen
Zeer onwaarschijnlijk
Niet zo waarschijnlijk
Waarschijnlijk
Zeer waarschijnlijk
Weet niet
Totaal a)
mannen
vrouwen
mannen
408 (26%)
430 (27%)
1227(19%)
1399(22%)
44(18%)
58 (23%)
68(16%)
115(28%)
346 (22%)
1801 (28%)
79 (32%)
269(17%)
1500(23%)
127( 8%)
506 ( 8%)
37(15%)
29(12%)
111 (27%)
95 (22%)
29 ( 7%)
6433
1580
247
418
a) De totalen van tabel 1 a en 1 b zijn niet gelijk omdat niet iedere respondent beide vragen heefl beantwoord.
Tabel 1c. Kans op werk voor werkzoekenden
Gehuwden
Alleenstaanden
vrouwen
Zeer onwaarschijnlijk
Niet zo waarschijnlijk
Waarschijnlijk
Zeer waarschijnlijk
Weet niet
Totaal
mannen
vrouwen
76 (37%)
68 (32%)
25(12%)
95 (37%)
61 (24%)
47(18%)
7( 3%)
21 ( 8%)
25(12%)
30(11%)
5(17%)
14(47%)
1( 3%)
3(19%)
7(23%)
201
254
30
mannen
22 (25%)
31 (36%)
12(14%)
De antwoorden op de drie bovenstaande vragen hebben
we apart per vraag geanalyseerd met behulp van een
‘ordered-response model’ 4). We zullen hier aangeven
hoe het model voor het bepalen van de determinanten van
de kans op ontslag wordt opgebouwd; de andere twee kansen worden analoog gemodelleerd. De antwoordcategorieen geven aan in welk gebied de gepercipieerde arbeidsmarktkans ligt. We beschouwen de gepercipieerde
kans op ontslag als een continue variabele, p*, die afhankelijk is van een aantal individuele karakteristieken. Als deze continue variabele voor een respondent kleiner is dan
een nader te bepalen grens an dan is voor deze respondent de kans op ontslag zeer klein en geeft hij aan dat hij
‘zeer onwaarschijnlijk’ ontslagen zal worden. Percipieert
de respondent zijn kans op ontslag iets hoger dan geeft hij
het antwoord ‘niet zo waarschijnlijk’; wij nemen dan aan
dat zijn kans p* tussen an en een nader te bepalen grens
a-) ligt. Evenzo veronderstellen we bij het antwoord ‘waarschijnlijk’ de gepercipieerde kans p* tussen grenzen «i en
«2, en bij het antwoord ‘zeer waarschijnlijk’ dat p* grater is
dan «2, maar natuurlijk kleiner dan 1. Indien een respondent denkt dat de kans op ontslag precies tussen onwaarschijnlijk en waarschijnlijk ligt, nemen we aan dat de kans
op ontslag op 50% gepercipieerd wordt. De parameter a-
stellen we dus op Vz. De andere twee grenzen zijn te schatten parameters. De variabele p* ligt tussen 0 en 1. We
transformeren deze grootheid naar een variabele y * die de
gehele reele rechte bestrijkt 5).
Voor y* veronderstellen we een lineair verband:
y* = Brj + Bixi + … + B|
Het verband tussen de hoogte van de gepercipieerde
kans en een aantal plausibele variabelen is geschat met
de methode van grootste aannemelijkheid voor drie kansuitspraken: de kans op ontslag en de kans op werk na ontslag, beide voor werkenden, en de kans op werk voor werkzoekenden 7).
In tabel 2 wordt een overzicht gegeven van de gebruikte
variabelen bij de drie verschillende kansen.
We veronderstellen dat de drie kansen afhankelijk zijn
van arbeidsmarktervaring. We verwachten dat de perceptie van de kans op werk, voor werkzoekenden kleiner
wordt naarmate men langer werkloos is. Bij de percepties
van de kans op ontslag voor werkenden kan men zich voorstellen dat deze groter wordt als gevolg van een geringere
arbeidsmarktervaring. Voor de perceptie van de kans op
werk na ontslag voor werkenden verwachten we dat de gepercipieerde kans kleiner wordt naarmate er minder arbeidsmarktervaring aanwezig is. In de GPD-enquete is
4) Zie ook: G.S. Maddala, Limited-dependent and qualitative variables in econometrics, Cambridge University Press, biz. 46-49.
5) We hebben de transformatie y * = -log[-log(p*)] gebruikt. De
grenzen zijn mee getransformeerd.
6) Het betreft hier de logistische verdeling met verwachting 0 en vari-
antie n_. Deze veronderstelling leidt tot een verdeling van p* met de
3
cumulatieve verdelingsfunctie:
5( 6%)
16(18%)
86
F
xB
l-e- log(p*)
7) Voor het maximeren van de aannemelijkheids-functie hebben we
de procedure ‘GRmax’ gebruikt. Onze dank gaat uit naar drs. G. Ridder voor het beschikbaar stellen van deze procedure.
Tabel 2. Gebruikte variabelen bij de drie geanalyseerde
kansen
Werkenden
Werkzoekenden
kans op werk
na ontslag a)
kans op
ontslag
x
X
X
X
X
X
Geloof
X
X
X
Politieke voorkeur
X
X
X
X
X
X
X
kans op
Gezinsfase variabele
werk a)
– leeftijd<35
– geen kinderen
– met kinderen
– leeftijd35-35
– geen kinderen
– met kinderen
– leeftijd >50
– geen kinderen
– met kinderen
Opleiding
– lo/mulo/mavo
– havo/mms
– atheneum/gymnasium/hbs
– mbo
– hbo
– universiteit
– geen
– PPR/PSP/CPN
– PvdA/D’66
– CDA
– VVD
– SGP/GPV/RPF/CP/EVP
Beroep
– ongeschoold arbeider
– geschoold arbeider
– lager emplyee
– middelbaar employee
– hoger employee
Onderbreking
arbeidsmarkte rvari ng
Bij de gepercipieerde kans op werk na ontslag vervalt
het senioriteitseffect: we verwachten derhalve dat deze
gepercipieerde kans daalt met het stijgen van de leeftijd.
Dit zelfde geldt voor de kans op werk voor werkzoekenden.
Voor gehuwde vrouwen kan naast leeftijd de aanwezigheid van kinderen van belang zijn voor hun perceptie van
de arbeidsmarktkansen. De aanwezigheid van kinderen
kan wijzen op verminderde arbeidsmarktervaring. Bovendien is het mogelijk dat deze vrouwen verwachten op de arbeidsmarkt gediscrimineerd te worden.
Om het effect van leeftijd en van de aanwezigheid van
kinderen te kunnen analyseren hebben we drie leeftijdsfasen onderscheiden: jonger dan 35, tussen 35 en 50 jaar en
ouder dan 50; bovendien maken we onderscheid naar het
al of niet aanwezig zijn van kinderen. Voor gehuwde mannen verwachten we geen invloed van de aanwezigheid van
kinderen op hun perceptie van de kans op ontslag of de
kans op werk, voor werkenden noch voor werkzoekenden.
Voor gehuwde vrouwen kan de aanwezigheid van kinderen wijzen op een onderbreking van hun verblijf op de arbeidsmarkt en dus een teken zijn van een mindere arbeidsmarktervaring. Uit dien hoofde verwacht men dus
een negatieve invloed van de aanwezigheid van kinderen
op de perceptie van de drie arbeidsmarktkansen. Voor
vrouwen ouder dan 50 is de afwezigheid van kinderen
geen juiste indicatie voor een onderbroken arbeidsmarktleven: zij kunnen immers kinderen hebben die het huis al
uit zijn.
Verder zijn in de drie kansen naast de economische karakteristieken opieiding en beroep ook de sociale karakteristieken geloof en politieke voorkeur opgenomen. Voor
werkzoekenden is er nog een variabele reserveringsuurloon bij de analyse betrokken. Reserveringsuurloon is gedefinieerd als gewenst uurloon, samengesteld uit de antwoorden op de vragen: ,,Hoeveel uur zou u willen werken?” en ,.Hoeveel zou u daarmee willen verdienen?”
Resultaten
____
__
– werkloos geweest
gedurende de laatste
twee jaar
Werkloosheidsduur
– tussen een maand en
een half jaar
–
X
tussen een half jaar
en twee jaar
1 anger dan twee jaar
Reserveringsuurloon
a) Voor de kans op ontslag en de kans op werk na ontslag hebben we voor de vier sub*
groepen bij elke genoemde variabele een coefficient geschat. Bij de kans op werk voor
werkzoekenden hebben we verondersteld dat voor de vier subgroepen het effect van elke variabele gelijk is.
slechts beperkte informatie over arbeidsmarktervaring.
Van werkenden is bekend of men werkloos is geweest in
de afgelopen twee jaar, en zo ja, hoeveel maanden. Voor
werkzoekenden hebben we de duur van de werkloosheid
gebruikt, gemeten in discrete vorm: minder dan 1 maand,
tussen 1 maand en een half jaar, tussen een half jaar en
twee jaar en langer dan twee jaar. Voor zowel werkenden
als werkzoekenden verwachten we: hoe langer werkloos
(geweest) des te slechter de gepercipieerde positie op de
arbeidsmarkt.
Voor alle onderscheiden subgroepen (gehuwde mannen, gehuwde vrouwen, alleenstaande mannen en alleenstaande vrouwen) is leeftijd van belang; het effect van
leeftijd is niet altijd eenduidig. Bij de kans op ontslag verwacht men enerzijds dat zich een senioriteitsprincipe voordoet: naarmate men meer dienstjaren heeft, wordt men
minder snel ontslagen. Anderzijds kan men verwachten
dat er een daling van de arbeidsproduktiviteit optreedt bij
het ouder worden en dat daarmee de kans op ontslag groter wordt.
522
De door ons gebruikte methode maakt het mogelijk om
voor een individu met bepaalde karakteristieken een kans
op ontslag en een kans op werk te berekenen, indien hij
werkt, en een kans op werk indien hij werkzoekend is 8). In
de tabellen 3a, 3b en 3c zijn de percepties van de drie arbeidsmarktkansen weergegeven naar gezinsfase. Alle andere variabelen hebben we constant gehouden. De percepties van de arbeidsmarktkansen zijn uitgesplitst naar
de onderscheiden subgroepen van respondenten.
Tabel 3a geeft de percepties van de kans op ontslag
voor werkenden. Uit deze label blijkt dat gehuwde vrouwen hun kans op ontslag ongeveer zoals gehuwde mannen percipieren. We zien dat bij gehuwde vrouwen zonder
kinderen de perceptie van de ontslagkans oploopt met de
leeftijd. Het effect van een verminderde arbeidsproduktiviteit is bij oudere gehuwde vrouwen wellicht overheersend;
gehuwde vrouwen hebben over het algemeen minder
dienstjaren en zullen hun baan niet houden op grond van
een senioriteitsprincipe.
De aanwezigheid van kinderen werkt voor jongere vrouwen iets negatief op de perceptie van de ontslagkans. Zoals eerder gesteld kan de aanwezigheid van kinderen wijzen op een onderbreking van het verblijf op de arbeidsmarkt en dus een indicatie voor een verminderde arbeidsmarktervaring zijn. Het effect is echter niet significant. Voor oudere gehuwde vrouwen is het effect van de
aanwezigheid van kinderen echter niet negatief. Vrouwen
ouder dan 50 jaar met kinderen oordelen hun ontslagkans
lager dan vrouwen ouder dan 50 jaar zonder kinderen. Een
8) Voor de kans hebben we de verwachting van p* genomen. Deze is
berekend uit een ‘Monte Carlo’-experiment als het gemiddelde van
exp [-exp(6o + 6-|Xi + .. + B|
3
Tabel 3a. Kans op ontslag voor werkenden naar gezinsfasea)
Gehuwden
vrouwen
Alleenstaanden
mannen
vrouwen
mannen
<35 jaar
geen kinderen
0.12
0.16
0.25
0.20
35 -50 jaar
geen kinderen
0.14
0.19
0.30
020
>50jaar
geen kinderen
0.26 b)
0.12
0.30
0.22
< 35 jaar
met kinderen
0.14b)
0.16
n.v.t.
n.v.t.
35 -50 jaar
met kinderen
0.15b).
0.18
n.v.t.
n.v.t.
> 50 jaar
met kinderen
0.13
0.17
n.v.t.
n.v.t.
a) Overige karakteristieken: lager onderwijs, niet werkloos geweest, geen politieke
voorkeur, ongeschoold arbeider.
b) Deze kansen zijn gebaseerd op coefficienten die significant van 0 verschillen in de
logit-analyse met de gehuwde man zonder kinderen onder de 35 jaar als nulgroep.
Tabel 3b. Kans op werk na ontslag voor werkenden naar
gezlnsfase a)
Gehuwden
vrouwen
mannen
Alleenstaanden
vrouwen
mannen
<35jaar
geen kinderen
0.67 b)
0.50
0.62
0.53
35-50 jaar
geen kinderen
0.44 b)
0.34b)
0.53
034 b)
>50jaar
geen kinderen
0.12 b)
0.07 b)
0.21 b)
0.1 1b)
<35jaar
met kinderen
0.56 b)
0.47 b)
n.v.t.
n.v.t.
35 -50 jaar
met kinderen
0.51 b)
0.35 b)
n.v.t.
n.v.t.
> 50 jaar
met kinderen
0.32 b)
0.08 b)
n.v.t.
n.v.t.
a) Overige karakteristieken: lager onderwijs, niet werkloos geweest, geen politieke
voorkeur, ongeschoold arbeider.
b) Deze kansen zijn gebaseerd op coefficienten die significant van 0 verschillen in de
logit-analyse met de gehuwde man onder de 35 jaar als nulgroep.
mogelijke verklaring is dat bij vrouwen die nu werken zich
een soort ‘Darwinistisch’ overlevingsprincipe voordoet:
die vrouwen die nu werken in de aanwezigheid van kinderen blijken zich staande te kunnen houden en zijn wellicht
uit de selectie der 50-plussers de ‘sterksten’.
Bij gehuwde mannen is net effect van leeftijd niet zo
grpot. Kennelijk wordt het senioriteitsprincipe in de perceptie van de kans op ontslag geegaliseerd door een verminderde arbeidsproduktiviteit. De aanwezigheid van kinderen werkt bij gehuwde mannen nauwelijks door in de
perceptie van de ontslagkans.
Ook bij alleenstaanden zien we dat het senioriteitsprincipe tegengewerkt wordt door verminderde arbeidsproduktiviteit in de percepties van de kans op ontslag. Alleenstaanden percipieren hun kans op ontslag iets groter
dan gehuwden. Vooral alleenstaande vrouwen beoordelen hun positie als ongunstig.
In tabel 3b staan de resultaten naar gezinsfase voor de
kans op werk na ontslag voor mensen die nu werken. Voor
alle onderscheiden subgroepen daalt de kans op werk met
leeftijd, zoals te verwachten was door het verdwijnen van
het senioriteitsprincipe. Alleenstaande vrouwen percipieren hun kans op werk na ontslag iets hoger dan alleenstaande mannen. Alleenstaanden percipieren hun
ESB 28-5-1986
kans op werk iets hoger dan gehuwden en hun kans op
ontslag ook iets hoger: ze worden kennelijk snel werkloos
maar zijn het niet lang (vooral alleenstaande vrouwen).
Veel verschil is er niet tussen gehuwde mannen zonder
kinderen, gehuwde vrouwen zonder kinderen en alleenstaande mannen. De aanwezigheid van kinderen
heeft bij gehuwde mannen zoals verwacht geen invloed;
bij de gehuwde vrouwen zien we dat voor jongere vrouwen
kinderen een negatief effect hebben op de perceptie van
de kans op een baan, bij vrouwen boven de 50 jaar doet
zich weer het eerder genoemde ‘Darwinistische’ overlevingsprincipe voor.
Wanneer we bij werkenden alleen naar verschillen op
basis van gezinsfase kijken zien we dat er bij de kans op
ontslag veel verschil is tussen de vier onderscheiden subgroepen. De vergelijking over de subgroepen is afhankelijk van de keuze van de overige variabelen; we hebben
voor de vier subgroepen bij de gebruikte variabelen aparte
coefficienten geschat. De vorming van de percepties is
niet voor elke onderscheiden subgroep gelijk. De aanwezigheid van kinderen werkt niet, zoals verwacht, negatief
op de perceptie van de positie op de arbeidsmarkt voor gehuwde vrouwen. We hebben te maken met vrouwen die nu
werken; dat is een groep die zich zelf uitgeselecteerd heeft
en als zodanig al sterk op de arbeidsmarkt staat.
In tabel 3c staan de resultaten naar gezinsfase voor de
kans op werk voor werkzoekenden. Vanwege het kleine
aantal waarnemingen in deze groep moeten we restricties
invoeren; we veronderstellen dat het patroon van het effect van leeftijd en gezinsfase hetzelfde is voor alle typen
respondenten. We zien dan dat de kans op werk ook voor
werkzoekenden afloopt met leeftijd. Het verschil tussen alleenstaande mannen en vrouwen en gehuwde mannen is
niet significant. Gehuwde vrouwen hebben wel een lagere
perceptie van de kans op een baan dan gehuwde mannen.
Het effect van kinderen is (gemiddeld genomen over mannen en vrouwen) positief op de perceptie van de kans op
een baan.
We hebben verondersteld dat de aanwezigheid van kinderen de gepercipieerde kans op werk voor werkzoekende
mannen niet bemvloedt. Voor werkzoekende gehuwde
vrouwen blijkt dat de aanwezigheid van kinderen, tegen de
verwachting in, de perceptie van de kans op werk vergroot.
Een mogelijke verklaring is het feit dat de vraag naar de
kans op werk gesteld is aan respondenten die zich zelf als
werkzoekend zien. Die vrouwen die menen dat zij een lage
kans op werk hebben zullen zich zelf niet als werkzoekend
bestempelen. Bovendien zou het met name bij vrouwen
onder de 35 jaar kunnen zijn, dat wanneer ze al kinderen
hebben werkgevers geacht worden minder risico te (open
Tabel 3c. Kans op werk voor werkzoekenden naar gezinsfase, geslacht en burgerlijke staat a)
Leefti/d (alleenstaande man)
< 35 jaar
35 – 50 jaar
>50 jaar
0.53
0.41
0.20 b)
Geslacht + burgerlijke staat (jonger dan 35 jaar)
0.53
alleenstaande man
alleenstaande vrouw
gehuwde man
gehuwde vrouw
0.55
0.45
0.40 b)
Aanwezigheid van kinderen (gehuwde vrouw)
< 35 jaar
35 – 50 jaar
>50 jaar
geen kinderen
met kinderen
geen kinderen
met kinderen
geen kinderen
met kinderen
0.40 b)
0.52 b)
0.29 b)
0.34 b)
0.12 b)
0.21 b)
a) Overige karakteristieken: lager onderwijs, geen politieke voorkeur, korter dan een
maand werkloos.
b) Idem als voetnoot b) van tabel 3b.
523
Tabel 4. Kans op ontslag van werkende gehuwde mannen, naar politieke voorkeur, beroep en werkloosheid a)
Politieke voorkeur
ongeschoold
arbeider
geschoold
arbeider
lager employee
middelbaar
employee
hoger employee
Werkloos geweest
Beroep
geen
0.18
PPR/PSP/CPN 0.10
PvdA/0’66
CDA
0.08
0.06 b)
VVD
0.05 b)
SGP/GPV/RPF/
CP/EVP
0.07
Tabel 7a. Subjectieve en objectieve kans op ontslag berekend in gemiddeld punt naar leeftijdsfase
gehuwden
0.14
0.13
009b)
0 maanden
6 maanden
12 maanden
vrouwen
0.15b)
0.26b)
<35jaar
0.08 b)
0.05 b)
35 – 50 jaar
>50jaar
geen
0.48
PPR/PSP/CPN 0.40 b)
PvdA/D’66
CDA
0.45
0.55 b)
VVD
0.62 b)
SGP/GPV/RPF/
CP/EVP
0.55 b)
ongeschoold
arbeider
geschoold
arbeider
lager employee
middelbaar
employee
hoger employee
0.34
0 maanden
6 maanden
1 2 maanden
0.45
0.39b)
0.32 b)
0.45 b)
0.56 b)
a) Overige karakteristieken: jonger dan 35 jaar, atheneum-opleiding, politieke voorkeur
voor PvdA, middelbaar employee, niet werkloos geweest.
b) Idem als voetnoot b) van tabel 4.
Tabel 6. Kans op werk voor werkzoekende gehuwde man
(naar politieke voorkeur, naar werkloosheidsduur a)
Politieke
geen
PPR/PSP/CPN
PvdA/D’66
CDA
VVD
SGP/GPV/RPF/
CP/EVP
voorkeur
0.14
0.11
0.14
0.16
0.25 b)
Werkloosheidsduur
<1 maand
1 maand – V2 jaar
Vz jaar – 2 jaar
> 2 jaar
0.42
0.31
0.14 b)
0.10 b)
0.13
a) Overige karakteristieken: jonger dan 35 jaar, atheneum-opleiding, politieke voorkeur
voor PvdA, langer dan een half jaar maar korter dan twee jaar werkloos geweest.
b) Idem als voetnoot b) van tabel 4.
dat deze vrouwen met zwangerschapsverlof gaan of
slechts even hun baan willen houden.
We willen nu wat nader ingaan op de invloed van enkele
genoemde variabelen op de vorming van de perceptie van
de positie op de arbeidsmarkt.
Tabel 4 geeft de percepties van de kans op ontslag naar
politieke voorkeur, naar beroep en naar onderbreking van
het verblijf op de arbeidsmarkt voor de werkende gehuwde
man. Het blijkt dat zij die hun politieke voorkeur aan de regeringspartijen geven ceteris paribus zich zelf de kleinste
kans op ontslag geven.
Bij beroep zien we dat zij die de hoger gekwalificeerde
beroepen uitoefenen ook de meeste werkzekerheid hebben 9). Een gedurende de laatste twee jaar enkele maanden onderbroken arbeidsmarktverleden heeft grote gevolgen voor de kans op ontslag. Deze verdrievoudigt wanneer
men een jaar werkloos is geweest.
In tabel 5 zien we de effecten op percepties van de kans
op werk na ontslag voor de werkende gehuwde man van
politieke voorkeur, van beroep en van een onderbreking
van het verblijf op de arbeidsmarkt. Ook hier zien we dat
degenen die een politieke voorkeur voor de regeringspar524
vrou-
man-
vrou-
man-
wen
nen
wen
nen
010
0.11
0.13
0.07
0.07
0.10
0.09
0.10
0.08
004
0.05
0.09
0.08
0.03
0.01
0.01
002
0.01
Tabel 7b. Subjectieve en objectieve kans op werk berekend in gemiddeld punt naar leeftijdsfase a)
Subjectief
gehuwden
Werkloos geweest
0.41 b)
0.37
mannen
a) Uitsptitsing naar gehuwd en alleenstaand is niet mogelijk met de ons beschikbare
gegevens.
Tabel 5. Kans op werk na ontslag van werkende gehuwde
mannen, naar politieke voorkeur, beroep en werkloosheid
a)
Beroep
alleenstaanden
0.08
a) Overige karakteristieken: jonger dan 35 jaar, atheneum-opleiding, politieke voorkeur
voor PvdA, middelbaar employee, niet werkloos geweest.
b) Deze kansen zijn gebaseerd op een coefficient die significant van 0 verschilt in de
logit-analyse met de gehuwde man order de 35 jaar als nulgroep.
Politieke voorkeur
Objectief a)
Subjectief
Objectief
alleenstaanden
vrouwen
< 35 jaar
35 -50 jaar
> 50 jaar
mannen
vrouwen
man-
0.25
0.15
0.35
0.23
0.32
030
0.09
0.08
0.28
0.09
026
009
nen
vrouwen
man-
0.62
0.80
0.42
0.24
nen
0.34
0.13
tijen hebben, hun arbeidsmarktpositie het gunstigst beoordelen. De perceptie van kans op werk na ontslag is hoger,
naarmate men een hoger beroep uitoefent. Het effect van
tijdelijke werkloosheid gedurende de laatste twee jaar is
klein. Het verondersteldeontslag heeft kennelijkeen egaliserende invloed.
In tabel 6 staan de percepties van de kans op werk voor
de werkzoekende gehuwde man uitgesplitst naar politieke
voorkeur en naar werkloosheidsduur. Het effect van de politieke voorkeur voor de VVD is hier tamelijk groot. De duur
van de werkloosheid heeft een forse invloed op de perceptie van de kans op werk. De kans is het laagst bij een werkloosheidsduur tussen een half jaar en twee jaar.
De drie percepties van de kans op de arbeidsmarkt blijken afhankelijk van arbeidsmarktervaring. Daarnaast
heeft leeftijd een grote invloed. De oudere langdurig werkloze dicht zich zelf een kleine kans op werk toe. De kans op
ontslag en de kans op werk na ontslag voor werkenden
hangen daarnaast af van leeftijd en beroep. Bij beroep
geldt dat hogere employees een grotere werkzekerheid
hebben.
Wanneer we de gepercipieerde kansen in een gemiddeld punt uitrekenen kunnen we deze Subjectieve kansen
vergelijken met de werkelijke (objectieve) kansen. Dit
doen we voor de kans op ontslag voor werkenden en de
kans op werk voor werkzoekenden.
In tabel 7a en 7b zijn de percepties van de ontslagkans
voor werkenden en van de kans op werk voor werkzoekenden gegeven, berekend in een voor het type respondent
geldend gemiddelde. Bij de kans op ontslag is er weinig
verschil. Het senioriteitsprincipe doet zich nu iets meer
voor dan in tabel 3. De verschillen tussen de typen respondenten blijven bij de kans op ontslag gering. Gehuwde
vrouwen zijn nu in vergelijking met de overige subgroepen
slechter af: zij hebben gemiddeld een wat lagere opleiding
en oefenen gemiddeld genomen ook een wat lager gekwalificeerd beroep uit.
Bij de kans op werk is het verschil tussen gehuwde vrouwen en de andere subgroepen ook groter geworden. Alleen tussen respondenten boven de 50 jaar is nagenoeg
geen verschil meerte bekennen: zij achten zich alien even
kansloos. Deze in een gemidddeld punt berekende kan9) Zieook K. deVos enA.J.M. Hagenaars, Inkomens, bestedingenen
schulden in Nederland, 1983, Coeps-rapport nr. 85.01.
sen kunnen we vergelijken met objectieve kansen. De objectieve kansen hebben we met behulp van gegevens over
veranderingen in de beroepsbevolking in de periode
1980/1981 berekend 10).
De kans op ontslag is berekend als het aantal mensen
dat in 1980 werkloos werd 11) gedeeld door het aantal
mensen dat in die periode werkloos had kunnen worden
(de actieve beroepsbevolking minus hen die wegens WAO
of pensioen de beroepsbevolking verlieten). Evenzo is de
kans op werk berekend als het aantal mensen dat in 1980
een baan vond gedeeld door het aantal werklozen aan het
begin van de periode. Deze kansen staan in tabel 7a en 7b
naar leeftijdsfase.
We zien in tabel 7a dat de objectieve kans aan een senioriteitsprincipe is onderworpen: de verschillen zijn echter
miniem. Opvallend is het verschil in grootte tussen de gepercipieerde en de werkelijke kansen. De kans op ontslag
wordt veel hoger gepercipieerd dan hij werkelijk is. Hierbij
moet wel aangetekend worden dat er een tijdsperiode van
2 jaar tussen meting van de objectieve en de subjectieve
kansen zit.
In tabel 7b vergelijken we de objectieve en subjectieve
kans op werk voor werkzoekenden. De kans op werk vermindert objectief gezien met het oplopen van de leeftijd,
echter niet zo sterk als bij de perceptie van de kans op
werk. Objectief gezien hebben vrouwen meer kans op
werk dan mannen; in de perceptie gaat dat in zeer geringe
mate op voor alleenstaande vrouwen, maar voor gehuwde
vrouwen is de perceptie van de kans op werk veel lager
dan die van gehuwde mannen. Tussen de perceptie van
de kans op werk en de werkelijke kans op werk bestaat een
grote discrepantie. Veel mensen, vooral gehuwde vrou-
wen, zijn te negatief over hun kans op werk. In het algemeen geldt dat men denkt dat de positie op de arbeidsmarkt slechter is dan hij werkelijk is. Vooral voor
werkzoekende gehuwde vrouwen blijken er meer kansen
te zijn dan zij denken.
Conclusie
De percepties van de arbeidsmarktkansen zijn met behulp van een vrij eenvoudige enquetevraag benaderd. De
drie beschouwde percepties van arbeidsmarktkansen (de
kans op ontslag en de kans op werk na ontslag van werkenden en de kans op werk voor werkzoekenden) blijken,
naast sociale en economische karakteristieken als leeftijd
en beroep, afhankelijk te zijn van arbeidsmarktervaring.
Vergelijking van de objectieve kansen en de percepties
van deze kansen leert dat men te negatief is over zijn positie op de arbeidsmarkt. Dit geldt met name voor gehuwde
vrouwen.
G. Renes
A.J.M. Hagenaars
B.M.S. van Praag
10) We danken het CBS voor inzage in gegevens uit de Arbeidskrachtentelling 1981.
11) Deze gegevens zijn verzameld door in 1981 mensen te vragen
wat zij een jaar geleden deden. We veronderstellen dat in dat jaar
geen verdere veranderingen van arbeidsmarktpositie hebben
plaatsgevonden.