Salarisverschillen tussen
onderwij sgevenden
en ambtenaren
De ‘human capital’-theorie kan worden gebruikt bij net beantwoorden van
de vraag of bepaalde groepen beter of
slechter worden betaald dan andere. In
dit beknopte artikel doen we dat voor
een actueel onderwerp, de salarisverschillen tussen enerzijds onderwijsgevenden en anderzijds ambtenaren in
het openbaar bestuur in Nederland1.
Methode
Er bestaan zoals bekend twee verschillende methoden om salarisverschillen op te sporen, namelijk via de
persoonskenmerken, zoals kennis en
ervaring, en viade kwaliteitskenmerken
van functies. Overigens hebben deze
twee methodes een belangrijk gemeenschappelijk element, want als indicatie
voor het werk- en denkniveau van een
functie hanteert men immers het gebruikelijke opleidingsniveau.
Een voorbeeld van de functie-aanpak betreft een onderzoek dat vorig jaar
onder leraren werd gehouden2. Er is
echter geen vergelijkbaar onderzoek
voor andere beroepsgroepen voorhanden. Dat is begrijpelijk want onderwijsfuncties komen buiten het onderwijs
nauwelijks voor. Wel is het mogelijk om
de salarissen van overeenkomstige
personen wat betreft leeftijd, opleidingsniveau en geslacht in het onderwijs te vergelijken met ambtenaren in
het openbaar bestuur. Het praktische
voordeel van deze aanpak is dat gebruik kan worden gemaakt van statistisch materiaal dat voor een ander doel
reeds was verzameld, terwijl voorts is
gebleken dat de persoonskenmerkenmethode bij de vergelijking tussen ambtenaren en werknemers in de marktsector dezelfde uitkomsten opleverde als
de functiebenadering3.
Complicatie
Wanneer men de vraag stelt of een
bepaalde groep ceteris paribus meer
verdient dan een andere groep gaat
men impliciet uit van de veronderstelling dat er een algemene tendens tot
ESB 18-5-1988
verschil zou zijn en dat het verschil in
een kengetal te vangen zou zijn. Uiteraard bestaat de kunst van het verschaffen van informatie in het terugbrengen
van de overvloed aan details tot enkele
hoofdlijnen. Maar het kan soms verkeerd zijn om te willen volstaan met een
kengetal. Zo bleek bij eerder onderzoek
dat er op de vraag: “Verdienen ambtenaren meer dan werknemers in de
marktsector?” geen ondubbelzinnig
antwoord mogelijk is. Het bleek namelijk dat ambtenaren bij de lagere loongroepen beter en bij de hogere loongroepen financieel slechter af zijn dan
overeenkomstige werknemers in bedrijven. Ook bij het beantwoorden van de
vraag of vrouwen slechter worden betaald dan mannen met overeenkomstige leeftijd en opleidingsniveau, bleek
het niet om een algemene tendens te
gaan: bij de lagere niveaus (qua leeftijd
en opleidingsniveau) was er weinig verschil, maar bij de hogere niveaus verdienende vrouwen duidelijk minder dan
mannen met dezelfde leeftijd en opleiding4.
Deze complicatie doet zich echter, zo
zal verderop blijken, niet voor bij het beloningsverschil tussen enerzijds ambtenaren in het openbaar bestuur en anderzijds onderwijsgevenden: onderwijzers, leraren en professoren. Aan het
slot van dit artikel wordt geconcludeerd
dat er in 1979 een tendens was dat onderwijsgevenden enkele procenten
meer verdienden dan ambtenaren in
het openbaar bestuur met overeenkomstige leeftijd, geslacht en opleidingsniveau. Verder blijkt dat die voorsprong in
1985 was omgeslagen in enige achterstand.
van 16-20 jaar, 21-24 jaar, en dergelijke), 5 opleidingsniveaus (lager, uitgebreid lager, middelbaar, hoger en wetenschappelijk) en 2 geslachten, gaat
het dus om honderd categorieen.
We berekenen uit de basisgegevens
per categorie naar leeftijd, opleidingsniveau en geslacht steeds zowel voor onderwijsgevenden als voor ambtenaren
het gemiddelde loon. Daarbij iaten we
deeltijdwerkers in eerste instantie buiten beschouwing. Voorts kennen we de
aantallen per categorie. Vervolgens is
het feitelijke totale gemiddelde loon in
het onderwijs becijferd. Daarnaast is
het gemiddelde loon in het onderwijs
berekend dat zou gelden als onderwijsgevenden per categorie hetzelfde zouden verdienen als ambtenaren. Dan
blijkt dat het feitelijke gemiddelde loon
van onderwijsgevenden in 1979 5% hoger was dan het gemiddelde dat zou
gel3en als iedere categorie in het onderwijs evenveel zou krijgen als ambtenaren in dezelfde categorie. Per definitie ligt dan vast dat de totale loonkosten
in het onderwijs 5% lager zouden hebben gelegen als de onderwijsgevenden
per categorie hetzelfde salarisbedrag
zouden hebben ontvangen als ambtenaren in het openbaar bestuur. Hoewel
die 5% alleen exact geldt voor de werknemers in de steekproef, kan het getal
ook worden toegepast op de totale populatie omdat het in 1979 om een uitzonderlijk omvangrijke steekproef ging,
namelijk liefst 59.000 waarnemingen in
onderwijs plus openbaar bestuur.
Van 1979 tot 1985 bleven vanwege
verschil in regelingen, ofwel arbeidsvoorwaardenbeleid, de lonen van onderwijsgevenden gemiddeld 4 a 7%
achter bij die van ambtenaren. Daarnaast kunnen er echter ook verschillen
Boekhouden
Allereerst hanteren we een eenvoudige rekenkundige methode om het beloningsverschil te bepalen. Uit het
Loonstructuuronderzoek 1979 van het
CBS halen we gegevens voor honderd
categorieen. Een categorie is een
groep werknemers die in dezelfde leeftijdsklasse valt, hetzelfde opleidingsniveau heeft en van hetzelfde geslacht is.
Bij 10 leeftijdsklassen (5-jaarsgroepen
1. Dit artikel is mede gebaseerd op een bijdrage van het CPB aan een onderzoek van
de Algemene Rekenkamer: Rechtspositie
onderwijspersoneel en Rijksambtenaren: de
regelingen nader beschouwd, Den Haag,
1988.
2. Leraar tot (w)elke prijs? Een onderzoek
naar de taakbelasting van leraren in het
voortgezet onderwijs, IVA, Tilburg, 1987.
3. Zie mijn bijdrage: Pakketvergelijking,
ESB, 30 april 1986, CPB overdruk nr. 192.
4. Verdienen vrouwen meer dan mannen?,
ESB, 1 april 1987, CPB overdruk nr. 197.
481
Tabel 1. De logaritme van hetjaartoon
(x f 1.000) per categorie naar leeftijd,
opleidingsniveau en geslacht per vintiel, verklaard uit persoonskenmerken;
voltijdwerkers in 1979
Onderwijs en openbaar bestuur
3
Leeftijd :
16-20
21-24
25-29
30-34
35-39
40-44
45-49
50-54
55-59
60-64
L1
L2
L3
L4
L5
L6
L7
L8
L9
L10
—
0,22
0,10
0,10
0,09
0,06
0,03
0,00
-0,01
-0,01
(22)
(17)
(20)
(18)
(10)
(6)
(1)
(2)
(1)
Opleidingsniveaub:
lager
01
uitgebreid lager 02
0,09
(17)
middelbaar
03
0,21
(61)
hoger
04
0,20
(42)
wetenschappelijk 05
0,26
(49)
0
Geslacht :
Man
Vrouw
Dummy SBI 92d
Vie
Constante
Aantal groepen
R 2f
_
-0,11
(27)
0,03
1,01
-0,92
(6)
(149)
(32)
3900
0,95
a. De leeftijdsklasse-dummy is 3 voor de leeftijdsklasse waar men toe behoort en de leeftijdsklassen
daaronder. Anders 0. Bij ieder kenmerk fungeert
een klasse als referentie, aangegeven met -.
b. De opleidingsniveau-dummy is 1 voor het niveau
waar men toe behoort alsmede voor de niveaus
daaronder. Daarbij is het laagste opleidingsniveau
referentiegroep.
om andere redenen zijn geweest in het
kadervan de individuelesalarisaanpassingen. Er is ook voor 1985 een Loonstructuuronderzoek beschikbaar, maar
dit is te bescheiden van omvang om de
conclusies die gelden in de steekproef
zonder meer van toepassing te verklaren op de gehele populatie. De steekproef van 1985 heeft namelijk slechts
betrekking op 914 waarnemingen in onderwijs en openbaar bestuur te zamen.
Past men de berekening van zojuist toe
op 1985 dan blijkt binnen die steekproef
te gelden dat het gemiddelde loon van
onderwijsgevenden in 1985 10% lager
was dan het gemiddelde dat zou gelden
als iedere categorie in het onderwijs
hetzelfde zou krijgen als ambtenaren in
het openbaar bestuur5. De voorsprong
van gemiddeld 5% uit 1979 lijkt omgeslagen in een achterstand. Het percentage betreffende 1985 heeft echter betrekking op een zeer kleine steekproef,
zodat niet duidelijk wordt hoe groot die
achterstand precies is in de totale populatie.
Bij voorgaande boekhoudkundige
berekeningen dient er op te worden gewezen dat de uitkomst betreffende het
gemiddelde geenszins hoeft te gelden
voor alle afzonderlijke categorieen. Het
gemiddelde verschil kan immers het
saldo zijn van zeer uiteenlopende plussen en minnen voor diverse categorieen. De vraag of er sprake is van een
algemene tendens tot beloningsverschil tussen docenten en ambtenaren is
dus nog onbeantwoord.
Schatten_____________
c. Manner 0, vrouwen 1.
d. Werknemers in het onderwijs 1, in het openbaar
bestuur 0.
e. De logaritme van het gemiddelde loon in het
overeenkomstige vintiel i in een referentiegroep. V,
neemt aldus verschillende waarden aan. Daarbij
blijkt de vorm van de verdeling dicht bij de normals verdeling te liggen.
f. R-kwadraat. Er is gerekend met gewogen kleinste kwadraten.
Tussen haakjes: T-waarden.
Tabel 2. Beloningsverhoudingen, 1979
1. ambtenaren in het openbaar bestuur (A)
versus werknemers bedrijven (B)
In FA = 0,77 In FB + 0,94
(261)
(86)
R2 = 0,97
n =1960
2. onderwijsgevenden (O) versus
ambtenaren in openbaar bestuur (A)
In FO = 0,99 In FA + 0,09
(197)
(5)
R2 = 0,95
n =1940
F is het loon per groep naar leeftijd x opleidingsniveau x geslacht x vintiel. Gewogen
kleinste kwadraten met als weging de samenstelling van de groepen bij de te ver-
klaren variabele
Op basis van het Loonstructuuronderzoek 1979 voeren we een regressieberekening uit. Daartoe is uit het basismateriaal voor ieder van de honderd categorieen (10 leeftijden x 5 opleidingsniveaus x 2 geslachten) het gemiddelde loon per 5%-groep (20 vintielen) berekend. Dat geeft na aftrek van lege
groepen 1940 groepen in het onderwijs
en 1960 in het openbaar bestuur. Het
basismateriaal betreffende 59.000
waarnemingen is aldus ingedikt tot
3.900 groepen, waarbij per groep het
gemiddelde loon en het aantal werknemers bekend is. Voor deze in totaal
3.900 groepen is een regressieberekening uitgevoerd. Daarbij is een dummy
opgenomen met voor docenten de
waarde 1 en voor ambtenaren in het
openbaar bestuur de waarde 0. De uitkomst van de berekening staat in label
1. De coefficient van de dummy docent/ambtenaar suggereert dat er een
algemene tendens is dat onderwijspersoneel in 1979 3% (2 a 4% bij 99% betrouwbaarheidsinterval) meer verdiende dan ambtenaren in het openbaar be-
stuur, rekening houdend met leeftijd,
geslacht en opleidingsniveau.
De steekproef van 1985 is te klein om
vintielen-berekeningen te kunnen uitvoeren. Wel kan een micro-schatting
worden uitgevoerd comform de methode van tabel 1. Die micro-schatting6 betreffende een steekproef van 914 waarnemingen, geeft voor de onderwijsgevenden ten opzichte van ambtenaren
ceteris paribus een loon dat 6% (2 a 10%
met 99% betrouwbaarheidsinterval) lager ligt.
Geen complicaties bij onderwijs
Bij het eerder genoemde onderzoek
naar het beloningsverschil tussen mannen en vrouwen en tussen ambtenaren
en werknemers in bedrijven is gebleken
dat men zich niet zonder meer mag verlaten op de uitkomst van dit soort regressieberekeningen. Op de vraag of er
in het algemeen een beloningsverschil
bestaat bleek geen ondubbelzinnig antwoord mogelijk en werden paradoxale
uitkomsten gevonden. Er bleek daarentegen wel een duidelijk antwoord mogelijk op de vraag of er opklimmend naar
loonniveau sprake is van een andere
beloningsverhouding. In tabel 2, regel
1, geven we nog eens de uitkomst betreffende ambtenaren/werknemers bedrijven als voorproefje op het beloningsverschil onderwijsgevenden versus ambtenaren in het openbaar bestuur.
Als verklarende variabele wordt in tabel 2.1 het loon (F) van werknemers in
bedrijven gehanteerd naar groep (leeftijd x opleidingsniveau x vintiel) en als
te verklaren variabele het loon van de
overeenkomstige groep ambtenaren. In
de relatie FV = a FM^ (anders gezegd
In FV = p In FM + In a) wordt rekening
gehouden met de mogelijkheid dat de
beloningsverhoudingen van ambtenaren ten opzichte van werknemers in bedrijven (mannen) in de lagere loonniveaus anders kan zijn dan in de hogere. Uit tabel 2 blijkt nog eens dat op die
5. Inclusief deeltijdwerkers gaat het om 9%
verschil in gemiddeld uurloon. Voor 1979
krijgt men bij deze berekening dezelfde uitkomst inclusief en exclusief deeltijdwerkers.
6. Zie de coefficient voor de dummy SBI 92.
De navolgende schatting heeft ongeveer dezelfde indeling in verklarende variabelen als
tabel 1 (exclusief vintielen en hier gaat het
om schatting op basis van de microdata). De
leeftijdsgroep 16-19 pntbreekt, 20-24 is referentie. In F is logaritme van het uurloon.
In F = 0,16.L3 + 0.10.L4+ 0.11.L5
(6)
(5)
(6)
+ 0.09.L6 + 0.08.L7 + 0,14.02 + 0,17.03
(4)
(3)
(4)
(9)
+ 0,12.04 + 0,27.05 – 0,12.G
(6)
(15)
(9)
– 0,06.0 SBI 92 + 2,38
2
(4)
(68)
R = 0,67; het aantal waarnemingen is 914
482
manier wat betreft ambtenaren ten opzichte van werknemers in bedrijven,
messcherpe conclusies kunnen worden getrokken: bij de lagere loonniveaus waren ambtenaren beter af dan
werknemers in bedrijven en aan de bovenkant van het loongebouw geldt het
omgekeerde. (Uit tabel 2 kan worden
afgeleid dat het evenwichtspunt daarbij
in1979/ 60.000 bedroeg.)
Ook bij de becijfering van het eventuele verschil in beloning tussen onderwijsgevenden en ambtenaren in het
openbaar bestuur kan het weilicht van
belang zijn om rekening te houden met
de mogelijkheid dat een eventueel verschil aan de bovenkant van het loongebouw anders kan zijn dan aan de onderkant. Uit tabel 2 blijkt echter dat dit probleem zich bij de vergelijking van docenten versus ambtenaren niet voordoet. De coefficient voor In FA is daar
immers vrijwel gelijk aan 1. Uit vergelijking 2 kan men afleiden dat het daarbij
bij salarisniveaus van 30.000 tot 60.000
gulden ging om een verschil van ongeveer 5%.
Dit betekent dat men bij het beknopt
weergeven van verschillen in beloningsverhouding tussen onderwijsgevenden en ambtenaren kan stellen dat
er een vrij algemene tendens is dat onderwijsgevenden in 1979 meerverdienden dan ambtenaren.
Anders dan bij de beloningsverhouding mannen/vrouwen en overheid/marktsector kan hier dus gebruik
worden gemaakt van de uitkomst van
de gebruikelijke regressieberekening.
Overigens kan nog worden gewezen
op een bijzonder verschil in salarisstructuur tussen docenten en ambtenaren. Met het blote oog kan immers al
worden waargenomen dat in het onderwijs lieden met dezelfde leeftijd (indicator voor dienstjaren) en niveau van
hoogstgenoten opleiding vrijwel hetzelfde verdienen in hetzelfde schoolniveau. Weliswaar verdienen professoren meer dan leraren en onderwijzers,
maar toch mag men verwachten dat
binnen een categorie met dezelfde leeftijd en opleidingsniveau er onder de onderwijsgevenden minder spreiding in
de salarissen zal zijn dan bij de ambtenaren. Uit statistische gegevens blijkt
dan ook dat er in het onderwijs binnen
dezelfde categorie naar leeftijd en opleidingsniveau inderdaad minder spreiding bestaat dan bij dezelfde categorie
in het openbaar bestuur.
Conclusie
Voor wat betreft het jaar 1979 was er
een algemene tendens dat werknemers
in het onderwijs enkele procenten meer
verdienden, maar in 1985 daarentegen
enkele procenten minder dan ambtena-
ESB 18-5-1988
ren in het openbaar bestuur met overeenkomstige leeftijd, geslacht en opleidingsniveau. Aangezien er in het onderwijs, anders dan in het openbaar bestuur, relatief zeer weinig werknemers
met alleen lager of uitgebreid lager onderwijs voorkomen, slaat voorgaande
conclusie alleen op de middelbaar en
hoger opgeleiden.
Ten slotte wordt er op gewezen dat
op basis van de hier gehanteerde methode geen hard oordeel kan worden
uitgesproken. Het blijft immers altijd
denkbaar dat er selectiemechanismen
werken waarbij een bepaalde sector
binnen overeenkomstige categorieen
de slimste en ijverigste personen zou
aantrekken. Verder geeft zowel de hier
gehanteerde als de functiemethodiek
geen uitsluitsel over de vraag of de
werknemers in de ene sector meer tevreden zijn met hun beloning dan werk-
nemers in een andere sector. Een indicator daarover kan wellicht worden gevonden in (de verandering in) het in- en
uitstroompatroon, In de Journal of Human Resources zijn over dit onderwerp
de laatste jaren diverse artikelen verschenen, maardeze methodiek lijkt nog
niet zover uitgekristaliseerd dat zij op dit
moment vlot toepasbaar zou zijn. Ook
dan echter zal nog geen hard normatief
oordeel mogelijk zijn, want daarin passen ook andere dan kwantificeerbare
verschillen. Zoals Gustave Bombach al
zei: “Die Wissenschaft kann den gerechten Lohn nicht ausrechnen”.
Marein van Schaaijk
De auteur is werkzaam op het Centraal Planbureau. Hij dankt A. Verkade voor het uitvperen van de berekeningen en J. Kok voor
zijn commentaar op een eerdere versie.