beleid
WW-component in
WAO-instroom verleden tijd
De instroom van werklozen in arbeidsongeschiktheidsÂ
regelingen is in de jaren negentig vrijwel tot nul gereduceerd.
Tot 2003 lijkt er geen sprake te zijn van ‘omgekeerde
substitutie’ – namelijk: afwenteling van WAO naar de WW.
A
Pierre Koning en
Daniël van Vuuren
Beide auteurs zijn werkzaam bij het Centraal Planbureau (CPB). Zij danken
Peter Rijnsburger, Casper
van Ewijk, Peter Kooiman,
Jan-Maarten van Sonsbeek
en Pieter van Winden voor
nuttig commentaar.
408
ESB 25
l sinds geruime tijd is de WAO – met de wet
Werk en Inkomen naar Arbeidsvermogen
(WIA) als recente opvolger – als onbeheersbaar beschouwd: sinds het einde van de
jaren zeventig hebben veel werknemers hun weg
naar een WAO-uitkering gevonden, ook als zij eigenlijk wel arbeidsgeschikt waren. In dit verband wordt
ook wèl gesproken van de verborgen werkloosheidscomponent in de WAO, of WW en WAO als ‘communicerende vaten’. Vóór 1987 was zelfs officieel geen
sprake van een strikte scheiding tussen arbeidsongeschiktheid en werkloosheid, omdat de situatie op
de arbeidsmarkt werd meegewogen bij het al dan
niet toekennen van een WAO-uitkering. Het mag
dan ook geen verbazing wekken dat het empirische
bewijs voor een verborgen werkloosheidcomponent
in de WAO meerdere malen is geleverd. Zo vinden
Aarts en de Jong met behulp van gegevens uit 1980
een verborgen component van 33 Ã 51 procent in de
instroom in de WAO (Aarts & De Jong, 1992). Voor
de periode 1973-1992 komt Westerhout tot een
aandeel van grofweg de helft en Hassink et al. voor
de periode 1988-1990 op ongeveer tien procent
(Westerhout, 1996; Hassink et al., 1997). Hassink
vindt bovendien dat een kwart van de banen die
worden achtergelaten door WAO instromers niet
opnieuw worden vervuld.
Ook in de jaren negentig is een lange reeks aan beleidsmaatregelen geïnitieerd, voor een belangrijk deel
gericht op vermindering van de verborgen component
in de WAO. Zo werd in 1993 de duur van de loongerelateerde WAO-uitkering beperkt, maar deze maatregel bleek ineffectief omdat sociale partners het resulterende ‘WAO-hiaat’ in de meeste CAO’s repareerden
tot op het oude niveau. In 1994 werden zowel
premiedifferentiatie als een no-claim bonussyteem in
de Ziektewet ingevoerd. Met het terugdringen van het
ziekteverzuim werd mede beoogd de instroom in de
WAO (vanuit de Ziektewet) terug te dringen. In 1996
leidde de privatisering van de Ziektewet er toe dat
werkgevers zelf de loonkosten van hun zieke personeel moesten gaan dragen. De in 1998 ingevoerde
WAO-premiedifferentiatie voor werkgevers impliceerde dat werkgevers in beginsel de eerste vijf jaar
de uitkeringslasten van hun (voormalige) werknemers
augustus 2006
moesten dragen. Sinds 2002 moeten werkgevers en
werknemers bij een WAO-aanvraag aantonen dat zij
voldoende hebben gedaan tijdens de loondoorbetalingsperiode bij ziekte om WAO-instroom te voorkomen: de Wet Verbetering Poortwachter. In het najaar
van 2004 is het zogenaamde Schattingsbesluit
aangescherpt, met als gevolg dat de polisvoorwaarden zijn verscherpt, en sommige WAO-ers (een deel
van) hun uitkering verloren.
Het voorlopige sluitstuk van al deze maatregelen
vormt de WIA. De invoering van de WIA betekent een
opdeling van de voormalige WAO in twee regelingen:
de Inkomensvoorziening voor Volledig Arbeidsgehandicapten (IVA) en de wet Werkhervatting Gedeeltelijk
Arbeidsgeschikten (WGA). Door invoering van de WIA
zijn vooral de prikkels voor gedeeltelijk arbeidsongeschikten toegenomen: wil men in aanmerking komen
voor een loonaanvulling in de WGA, dan dient tenminste de helft van de resterende verdiencapaÂciteit
te worden benut. Daarnaast is de druk op werkgevers
sterker geworden: werknemers met een arbeidsongeschiktheidspercentage lager dan 35 procent blijven
onder de verantwoordelijkheid van hun werkgever vallen. Dit percentage lag tot 2006 nog op 15 procent.
Zijn al deze maatregelen effectief geweest in het verminderen van de verborgen werkloosheidscomponent
in de WAO? En wat zijn de effecten geweest op instroom in de WW? Voor een antwoord op deze vragen
is het inzichtelijk een onderscheid te maken tussen
twee soorten fouten bij het al dan niet toekennen van
een WAO-uitkering: het onterecht afwijzen van een
claim (‘type I fout’) en het onterecht toekennen van
een claim (‘type II fout’). De lange lijst van beleidsmaatregelen gedurende de jaren negentig en de verminderde instroom in de WAO in recente jaren doet
vermoeden dat de werkloosheidscomponent – vanuit
de WAO bezien dus een type II fout – vandaag de
dag wel eens belangrijk lager zou kunnen zijn dan
de eerdere studies laten zien. Dit onderzoeken we
dan ook in dit artikel, met dien verstande dat we ook
toelaten dat andere factoren geleid kunnen hebben
tot veranderingen in de WAO-instroom, zoals strengere keuringen. Ons onderzoek gaat echter nog een
stap verder: in tegenstelling tot de zojuist besproken
literatuur, die uitsluitend ingaat op type II fout in de
WAO, zullen wij tevens stilstaan bij de vraag of alle
getroffen maatregelen niet zodanig streng zijn geweest dat sprake is van ‘omgekeerde substitutie’ van
arbeidsongeschikten in de WW (‘type I fout’). Om
beide vragen te beantwoorden maken we gebruik van
twee longitudinale databronnen van werkgevers voor
de jaren 1990 tot 2003.
Data en identificatiestrategie
Middels onze empirische analyse proberen we dus
twee grootheden boven water te krijgen: (i) het
percentage werklozen dat onterecht via de WAO
wordt ‘ontslagen’ en (ii) het percentage arbeidsongeschikten dat onterecht via de WW het arbeidsproces
verlaat. Om dit te achterhalen hebben we instrumentvariabelen nodig: we schatten een vergelijking
met een of meer verklarende variabelen die, in een
wereld zonder substitutie, niet van invloed zouden
moeten zijn op de te verklaren variabele (WAO of
WW-instroom). Blijkt de instrumentvariabele daarentegen wel van belang, dan is dit een aanwijzing voor
substitutie tussen beide regelingen. Stel dat bekend
is dat bij een bedrijf veel werknemers in dienst zijn
die fysieke werkzaamheden verrichten, waardoor de
kans op arbeidsongeschiktheid wèl wordt vergroot,
maar die op werkloosheid niet. Indien wij nu een vergelijking schatten waaruit blijkt dat het aandeel van
deze werkzaamheden wel een significante invloed
heeft op het instroompercentage in de WW, dan
is dat een aanwijzing voor verborgen arbeidsongeschiktheid in de WW. We kunnen dit ook kwantitatief
toelichten: stel dat, gemiddeld genomen, bepaalde
fysieke werkzaamheden de kans op instroom in de
WAO met negen procent vergroten, en die in de WW
met één procent, dan is de geïmpliceerde mate van
substitutie gelijk aan tien procent: van iedere tien
werknemers die door de aard van hun werk arbeidsongeschikt worden, vindt één (onterecht) de weg
naar de WW.
Tabel 1 geeft een overzicht van de gebruikte longitudinale databestanden van werkgevers: enerzijds
administratieve gegevens van UWV en anderzijds
administratieve (steekproef-) gegevens van de
Arbeidsinspectie – de zogenaamde ‘Arbeidsvoorwaarden Onderzoeken’ (AVO’s). Te zien is dat het UWVdatabestand fors meer waarnemingen heeft dan het
AVO-bestand. Beide databestanden hebben betrekking op bedrijven uit de private sector; het UWVbestand louter op de industrie- en dienstensector
(sectoren die onder het voormalige GAK vielen). Het
UWV- databestand bevat bovendien alleen bedrijven
met 25 werknemers of meer. De beide databestanden laten meerdere waarnemingen per bedrijf dan
wel CAO zien, zodat we rekening kunnen houden met
niet waarneembare bedrijfsspecifieke effecten die
de instroom in WW dan wel WAO kunnen bepalen.
Zowel het UWV- als het AVO-bestand bevat gegevens
over de samenstelling van de werknemerspopulatie
(leeftijd, geslacht, lonen), bedrijfsgrootte en sector.
In tegenstelling tot het UWV-bestand biedt het AVObestand ook informatie over het opleidingsniveau,
deeltijdwerk, functietype en functiecomplexiteit van
werknemers die in dienst zijn bij de werkgevers.
Welke variabelen gebruiken we als instrumenten?
De beslissing van een bedrijf om al dan niet werknemers te ontslaan kan afhankelijk zijn van de lonen
van die werknemers. Wanneer betrekkelijk hoge
lonen worden betaald, dan zal het bedrijf in tijden
van laagconjunctuur immers eerder genoodzaakt
zijn om werknemers te ontslaan. De mate waarin een bedrijf arbeidsongeschikte
werknemers voortbrengt zou daarentegen niet afhankelijk dienen te zijn van een
dergelijke bedrijfseconomische beslissing. Bovendien hangt het al dan niet verstrekken van een WAO uitkering niet af van verdiende lonen – de uitkering vormt
immers een vast percentage van het verlies aan verdiencapaciteit, ongeacht de
hoogte van het loon. Tegenargument voor het gebruik van deze instrumentvariabele is dat in bedrijven met een relatief gezond werknemersbestand de (gemiddelde) productiviteit, en daarmee het loonniveau hoger zal liggen. In dat geval
is, als gevolg van selectie-effecten, het risico van arbeidsongeschiktheid negatief
gecorreleerd met het loonniveau. We corrigeren echter voor dergelijke selectieeffecten door voor ieder bedrijf een tijdsconstant, specifiek effect te schatten;
we beschikken immers over longitudinale gegevens die dit mogelijk maken. Van
belang zijn derhalve veranderingen van het loonniveau binnen bedrijven, en het
effect daarvan op WW- en WAO-instroom. Een logische instrumentvariabele
vormt dan ook de loonverdeling binnen een bedrijf. Concreet betekent dit dat
we kwartielen van de loonverdeling van werknemers per werkgever benutten als
instrumentvariabelen. Een andere mogelijke instrumentvariabele – die overigens
alleen de UWV dataset biedt – is de gemiddelde loonsomgroei per sector. Deze
variabele kan worden gezien als een indicator voor de conjunctuur, die als zodanig alleen van invloed zou mogen zijn op het aantal ontslagen (WW) en niet op
het aantal nieuwe arbeidsongeschikten (WAO). We hebben deze variabele dan
ook benut als check op de robuustheid van het model, met overigens nagenoeg
dezelfde schattingsresultaten.
Om verborgen arbeidsongeschiktheid in de WW-instroom vast te stellen gebruiken we een instrumentvariabele die alleen in de AVO-bestanden voorhanden is,
namelijk de ‘functiecomplexiteit’, die varieert van ‘zeer eenvoudige werkzaamheden’ tot ‘hoger management’. We veronderstellen dat zonder substitutie van
WAO- naar WW-instroom deze variabele alleen van invloed is op het al dan niet
arbeidsongeschikt raken en niet op het werkloosheidsrisico. De variabele heeft
immers geen (direct) logisch verband met werkloosheid, gegeven dat we al controleren voor opleiding, functietype, etc. en niet waargenomen kenmerken van
het bedrijf die constant zijn over de tijd.
Resultaten
De schatting van beide typen substitutie-effecten bestaat uit twee stappen.
Allereerst schatten we een bivariaat Tobit model voor instroom in de WAO en
WW, met een uitgebreide set van verklarende variabelen en correctie voor nietwaargenomen kenmerken. Vervolgens leiden we hieruit consistente schattingen
af voor de gezochte structurele parameters. De a priori gekozen instrumentvariabelen zijn hierbij essentieel; zonder deze kunnen we het aandeel van verborgen
werkloosheid niet schatten. De belangrijkste resultaten van deze laatste stap
worden gepresenteerd in tabel 2.
tabel 1
Data en identificatiestrategie
periode
aantal waarnemingena
selectie bedrijven
correctie niet
waargenomen kenmerken
instrumentvariabelen
instroom WAO
instrumentvariabele
instroom WW
UWV
1994-2003
246.040
industrie en
dienstensector,
tenminste 25 werknemers
bedrijfsniveau
AVO
1993-2002
10.437
alle sectoren behalve
de publieke sector
lonen
sectorale
loonsomgroeib
–
lonen
CAO-niveau
functiecomplexiteit
Meerdere observaties per bedrijf mogelijk.
Deze variabele is één jaar vertraagd.
a
b
ESB 25
augustus 2006
409
Met het UWV-databestand vinden we dat in de periode 1994-2003 2,6 procent
van de ontslagen heeft plaatsgevonden via de WAO. Met het AVO-databestand
vinden we voor de periode 1993-2002 een percentage van 3,0. Dit percentage
lijkt wellicht laag, maar wanneer we het vertalen naar de fractie verborgen werkloosheid in de instroom in de WAO dan komen we tot respectievelijk elf procent
(UWV) en 26 procent (AVO). Dit volgt uit het feit dat jaarlijks meer personen in
de WW stromen dan in de WAO. Merk hierbij echter op dat de percentages berekend zijn op basis van de steekproefgemiddelden uit de beide datasets. Zouden
we de geschatte fracties uit de eerste twee kolommen in tabel 2 toepassen op
het gemiddelde van de totale instroomcijfers over de afgelopen vijftien jaar, dan
zou een verborgen component van veertien à zestien procent resulteren. Deze
cijfers zijn in overeenstemming met de eerdere literatuur: de schatting van de
verborgen component ligt binnen de in de introductie genoemde range, zij het
dat de dalende tendens ten opzichte van de oudere studies wordt bevestigd.
Interessanter wordt het nog wanneer we de mate van substitutie schatten voor
verschillende jaren. Gezien de relatief beperkte omvang van het AVO-bestand kan
dit alleen voor de UWV-data. Uit tabel 2 blijkt dan dat sprake is van een dalende
trend in de verborgen werkloosheid in de WAO-instroom: vond in 1994 nog meer
dan vijf procent van de ontslagen plaats via de WAO, in 1998 is dit percentage met twee derde afgenomen, terwijl in 2003 nog slechts weinig verborgen
werkloosheid in de WAO instroom rest (0,7 procent). In termen van verborgen
werkloosheid in de WAO-instroom betekent dit een afname van 38 procent in
1994 tot zes procent in 1998, en een verdere afname tot twee procent in 2003.
Deze afname is slechts voor een klein deel toe te rekenen aan een vermindering
van de WW-instroom zelf; veel belangrijker is de afname van het aandeel van
de WW-instroom dat naar de WAO gedirigeerd wordt. Opmerkelijk is ook dat dit
aandeel een monotoon dalend verloop kent, zodat conjuncturele fluctuaties geen
noemenswaardige invloed gehad kunnen hebben. We kunnen dus concluderen
dat de verborgen werkloosheid in de WAO-instroom grotendeels was verdwenen in
2002, het jaar waarin de WAO-instroom sterk begon te dalen. De meest recente
dalingen zijn dus niet zozeer te danken aan een verdere afname van afwenteling
vanuit de WW, maar een daadwerkelijke vermindering van arbeidsongeschiktheid.
Te denken valt hierbij aan een verbeterde preventie en re-integratie van ziekteÂ
verzuim enerzijds, en de scherpere toelatingseisen voor de WAO anderzijds.
Tot slot staan de AVO data ons toe om de mate van verborgen arbeidsongeschiktheid in de WW te schatten. Zoals uit tabel 2 blijkt vinden we hiervoor geen
bewijs: de puntschatter voor het percentage arbeidsongeschikten dat via de WW
uit het werkzame leven stroomt is gelijk aan 0. De conclusie is dan ook dat de
diverse hervormingen in de WAO tot 2003 vooralsnog niet hebben geleid tot
s
 ubstantiële druk op de WW.
Beleidsimplicaties
is robuust ten aanzien van de keuze van instrumentvariabelen: de loonverdeling binnen bedrijven en de
sectorale conjunctuurindicator. Hieruit kan worden
geconcludeerd dat de verschillende beleidsmaatregelen waarschijnlijk effectief zijn geweest, met daarbij
de kanttekening dat we onze schattingresultaten niet
één-op-één kunnen koppelen aan concrete beleidsmaatregelen. Opmerkelijk is ook dat de verborgen
werkloosheid in de WAO-instroom al voor invoering
van WAO-premiedifferentiatie en de Wet Verbetering
Poortwachter zeer sterk is afgenomen. Ten eerste
suggereert dit dat privatisering van de ziektewet in
1996 al tot een belangrijke afname van substitutie
van de WW naar WAO heeft geleid. Kennelijk is hiermee de WAO als optie voor ontslag vis-Ã -vis de WW
veel kostbaarder geworden. Tweede conclusie is dat
beleidsmaatregelen vanaf 1998, zoals WAO-premiedifferentiatie en de Wet Verbetering Poortwachter,
vooral effectief zijn geweest bij het verminderen van
het ‘werkelijke’ arbeidsongeschiktheidsrisico, en niet
zozeer vermindering van afwenteling van WW naar
WAO.
Vooralsnog vinden wij geen bewijs dat de reeds
genomen beleidsmaatregelen hebben geleid tot
verhoogde druk op de WW-instroom, althans niet tot
2003. Dit komt overeen met Bolhaar et al., die vinden dat een versterkte poortwachtersfunctie (bij preventie en re-integratie) wél effectief is in het verminderen van WAO-instroom, maar niet heeft geleid tot
substitutie naar de WW (Bolhaar et al., 2005). We
kunnen echter niet uitsluiten dat met de introductie
van WIA dit jaar deze situatie is gewijzigd. Door de
verhoging van de uitkeringsdrempel naar 35 procent
arbeidsongeschiktheid zal de komende jaren een
substantiële groep werknemers met arbeidsbeperkingen ontstaan die in dienst van de werkgever blijft.
Vooral in slechtere tijden zullen werkgevers geneigd
zijn deze groep te ontslaan, omdat dit de enige
optie is om tot ontbinding van een contract over te
gaan. Met het vrijkomen van nieuwe gegevens van
de instroom in de WIA is nader onderzoek naar deze
mogelijke nieuwe vorm van substitutie gewenst.
Onze schattingsresultaten wijzen uit dat de verborgen werkloosheid in de WAOinstroom in de loop van de jaren negentig vrijwel tot nul is gedaald. Dit resultaat
Literatuur
Aarts, L. & P. de Jong (1992) Economic Aspects of Disability
tabel 2
Behaviour. Amsterdam: North-Holland.
Geschatte mate van substitutie tussen WW en WAO-instroom
1993/1994-2003 (standaardfouten tussen haakjes) a
UWV-data
percentage werklozen via WAO
1994
1998
2003
AVO-data
2.6 (0.1)
5.4 (0.3)
1.9 (0.3)
0.7 (0.3)
3.0 (4.9)
–
–
0.0 (8.5)
Bolhaar, J., P. de Jong, B. van der Klaauw & M. Lindeboom
(2005) Strengere poortwachtersfunctie UWV leidt tot lagere
Verborgen
component b
(procenten)
11 Ã 26
38
6
2
WAO-instroom. ESB, nr. 4459, 200-202.
Hassink, W., J. van Ours en G. Ridder (1997) Dismissal through
disability. De Economist, 145(1), 29–46.
Hassink, W. (2000) Job Destruction through Quits or Layoffs?
Applied Economics Letters, 7, 45-47.
Koning, P. and D. van Vuuren (2006a) Hidden Unemployment in
Disability Insurance in the Netherlands: An Empirical Analysis Based
on Employer Data. CPB Discussion Paper. Den Haag: Centraal
Planbureau.
percentage arbeidsongeschikten
via WW
0
Zie Koning en Van Vuuren (2006a) voor geschatte percentages voor alle tussenliggende jaren.
b
Deze kolom geeft het geschatte aandeel werklozen in de WAO-instroom, respectievelijk het geschatte aandeel arbeidsongeschikten in de WW-instroom.
a
410
ESB 25
augustus 2006
Koning, P. en D. van Vuuren (2006b) Disability Insurance and
Unemployment Insurance as Substitute Pathways: An Empirical
Analysis Based on Employer Data. CPB Discussion Paper. Den Haag:
Centraal Planbureau.
Westerhout, E. (1996) Hidden unemployment in Dutch disability
schemes. CPB Report, 2, 24–29.