Afslanking en werkonzekerheid onder verschillende aanpassingsrégimes. Een Canadees-Zweedse vergelijking - Downloaden Download PDF

(1)

A xel van den Berg en A n th o n y M asi

Afslanking en werkonzekerheid onder verschillende

aanpassingsrégimes

Een Canadees-Zweedse vergelijking

Er is in de recente literatuur in toenemende mate blijk van zorg over de keerzijde van de industriële afslan- kingstrend. Het negatieve effect op het moreel van werknemers die de afslanking overleefd hebben kan zo danig groot zijn, wordt er beweerd, dat het de eventuele economische winst ten gevolge van de personeels vermindering geheel teniet kan doen. In de bestaande onderzoekstradities worden uiteenlopende interve niërende factoren voorgesteld die deze negatieve effecten mogelijk zouden kunnen ondervangen of ver zachten. Volgens de personeelsmanagementliteratuur kunnen goede arbeidsverhoudingen die vertrouwen tussen werkgevers en werknemers en toewijding van de werknemers bewerkstelligen, de eventuele nega tieve effecten van afslanking aanzienlijk verkleinen of zelfs geheel wegnemen. Een aantal politieke econo men die zich kritisch ten opzichte van het 'vrije markt'- model dat volgens velen in de VS. gepraktiseerd wordt opstellen beweert daarentegen dat een cruciale factor die de door afslanking veroorzaakte angsten en zorgen kan verminderen de mate van arbeids- en/of inkomens-zekerheid buiten de huidige werkkring is. Recent onderzoek naar de effecten van de aanwezigheid van vakbonden, ten slotte, suggereert dat het van het algehele karakter van de landelijke arbeidsverhoudingen afhangt of deze het negatieve effect van afslanking op de zorgen van de 'overlevenden' versterkt of juist verzwakt. In dit artikel berichten wij over de resultaten van een Zweeds-Canadees vergelijkend onderzoek naar verwerkingsindustriewerknemers die aan uiteenlopende vormen van verandering, waaronder bedrijfsafslanking, hebben blootgestaan. In onze bevindingen is krachtige steun te vinden voor de bewering dat ervaring met bedrijfsafslanking overal een sterk negatief effect heeft op de bezorgdheidsgevoelens van de ‘overlevenden', zelfs na invoering van een hele batterij controlevariabelen. Daarenboven is er ook enige steun voor de stelling dat de mate van exter ne zekerheid een zeker verzachtend effect heeft op de bezorgdheid van de ‘overlevenden'en dat de aanwe zigheid van vakbonden binnen een sterk 'adversarial' arbeidsverhoudingensysteem een versterkend effect op die bezorgdheid kan hebben. Aan de andere kant lijken de kwaliteit van de arbeidsverhoudingen en de mate van vertrouwen tussen werkgevers en werknemers op lokaal niveau weinig of geen verminderende werking te hebben op het negatieve effect van bedrijfsafslanking.

Inleiding

'Downsizing' is min of meer een 'way of life' ge worden in het Noord-Amerikaanse arbeidsle ven (vgl. bijv. Mishra, Spreitzer & Mishra ,1998; Peak, 1995). In de Verenigde Staten waren de jaren negentig het decennium van de 'downsi zin g 'en 'restructuring' (Koretz ,1997; Madrick, 1995). In Canada wees een recent onderzoek uit dat 53% van de geënqueteerde duizend

bedrij-ven een permanente personeelsvermindering van gemiddeld 15% had doorgemaakt in de voorgaande twee jaar. Tegelijkertijd lijkt het en thousiasme voor 'corporate re-engineering' in Europa, met de mogelijke uitzondering van Groot Britannië, veel minder groot te zijn. Maar er zijn duidelijke tekenen dat de trend nu ook vat begint te krijgen op het Europese continent, zelfs in het tot nog toe ogenschijnlijk onwillige Duitsland [The E conom ist, 1998).

(2)

Afslanking en werkonzekerheid

Er zijn nu echter aanwijzingen dat de rage van het 'rightsizing', om het momenteel meest geliefde euphemisme te gebruiken, eindelijk zijn beste tijd gehad lijkt te hebben in Noord Amerika (Ramsey, 1997; The Internal Auditor, 1997). Een snel groeiende literatuur over de 'downside of downsizing' geeft blijk van een ze kere mate van scepsis ten aanzien van de eco nomische baten op de lange termijn van voort durende personeelsverminderingen (Mishra, Spreitzer & Mishra, 1998; Mabert & Schmen- ner, 1997; Roach, 1996; Peak, 1996; Madrick, 1995). Een aantal factoren wordt genoemd om de teleurstellende economische resultaten te verklaren, waaronder verhoogde arbeidsdruk voor de achterblijvers, het verlies van onmis bare vaardigheden en zelfs stijgende arbeidsongeschiktheidskosten (Auman & Dra- heim, 1997). Maar verreweg de meestgenoemde factor is het dalen van arbeidsmoreel en loyali teit ten aanzien van de werkgever onder de ach terblijvers (Frazee, 1997; Peak, 1995; Klein, 1997). Zo'n verlies van moreel kan volgens som migen de productiviteit zodanig ondermijnen dat zij alle economische winst van de perso neelsinkrimping teniet doet (zie bijv. O'Don- nell & Hubiak, 1997; Abbasi &. Hollman, 1998; Bishop & Scott, 1997).

Maar dit betekent natuurlijk niet dat afslan king als een kostenverminderingsstrategie noodzakelijkerwijs zinloos is. De intervenië rende variabele waar het om draait is de m ate van angst o f on z ek erh eid die het onder de ach terblijvende werknemers teweeg brengt. Deze mate van onzekerheid is volgens de genoemde literatuur gedeeltelijk het gevolg van de wijze waarop de werkgever de personeelsverminde ring hanteert en in het bijzonder de mate waar in de werkgever in staat is het vertrouwen van de werknemers te behouden door middel van adequate communicatie. Zulke diagnoses gaan dan ook onvermijdelijk vergezeld van een scala van aanbevelingen over de manier waarop men de communicatie tussen werkgevers en werk nemers kan verbeteren ten einde het vertrou wen en de loyaliteit onder de werknemers te herstellen of te behouden (Gottlieb & Conk- ling, 1995; Morrall, 1998; Mishra, Spreitzer & Mishra, 1998; Ramsey, 1997; Blohowiak, 1996; James & Tang, 1996; Frazee, 1996; Louchheim, 1991/1992). Dit is op zich niet zo verrassend gezien het feit dat zulke aanbevelingen al sinds jaar en dag de hoofdschotel van de mana

gementtheoretische literatuur vormen, gedeel telijk geïnspireerd door een vandaag wat ver bleekt Japans model van levenslange tewerk stelling (vgl. Baruch, 1998).

Het is daarentegen opmerkelijk, gegeven de duidelijke 'humane' tendens in deze literatuur, dat zij vrijwel geen aandacht besteedt aan de sociaal-cu ltu rele context waarin de afslanking plaats vindt. Dat wil zeggen, de analyses in deze literatuur worden steevast geheel in un- versalistische termen gepresenteerd, suggere rend dat dezelfde effecten zich overal voor doen, geheel los van tijd of plaats. Er bestaan echter goede redenen om de geldigheid van deze, meestal impliciete aanname te betwijfe len.

Het is op zijn minst aannemelijk dat het ef fect van afslanking op de gevoelens van be zorgdheid en onzekerheid onder de achterblij vers ten aanzien van hun arbeidssituatie niet alleen afhangt, ceteris paribus, van de kwaliteit van de werkgever-werknemer relaties in het be drijf zelf, maar ook van de relatieve (on-)aan- trekkelijkheid van de opties die zij daarbuiten menen te hebben. Voor de gemiddelde werkne mer zal het vooruitzicht van het mogelijke ver lies van zijn huidige werk tenslotte iets heel anders betekenen wanneer hij met enige zeker heid een min of meer gelijkwaardige baan zal kunnen vinden, of tenminste van een ade quaat inkomen verzekerd is, dan wanneer dat niet het geval isl.

Er bestaan aanmerkelijke verschillen tussen landen wat het karakter en de combinatie van socio-economische instituties en tradities be treft die invloed zullen hebben op de externe opties en beperkingen waarmee werknemers wier banen in gevaar zijn te maken hebben. Twee alternatieve 'modellen' worden vaak te genover elkaar gesteld: aan de ene kant het 'Angelsaksische' model dat gekenmerkt wordt door een relatief zwakke wettelijke arbeidsbe scherming, bescheiden inkomensgaranties, zwak ontwikkelde arbeidsmarktpolitieke in strumenten en relatief zwakke, maar militante vakbonden en aan de andere kant het zoge naamde 'continentale' model met sterke wette lijke arbeidsbescherming, ruime inkomensga ranties en andere vormen van overheidssteun voor arbeidszoekenden en sterke, maar relatief coöperatieve vakbonden. Het is op zijn minst aannemelijk dat zulke zeer verschillende aan- passingsrégim es de reacties van werknemers

(3)

ïn vakbonden op pogingen tot afslanking van ie kant van de werkgevers krachtig zullen be ïnvloeden.

Op grond van zulke verschillen is een aantal critici van de rauwe, puur op verlaging van ar beidskosten georiënteerde Amerikaanse bena dering er zelfs van overtuigd dat de Europese strategie van hoogwaardige productie met be hulp van relatief dure arbeidskrachten op de lange termijn economisch rendabeler is. Vanuit dit perspectief dient de relatief hogere mate van arbeids- en inkomenszekerheid in de meeste Europese landen ertoe om de werkne mers en vakbonden ertoe over te halen om hun verzet tegen allerlei vormen van industriële ver andering te staken of te matigen. Er is dus sprake van een soort zekerheid-voor-flexibiliteit ruil. Bovendien, aldus deze zienswijze, ver sterkt de 'Europese' strategie de bereidheid en het vermogen van de werknemers om zich aan productiemethoden die hoge competentien iveaus en een grote mate van veelzijdigheid vergen aan te passen (zie bijv. Sengenberger, 1991; Sengenberger & Campbell, 1994; Jessop, 1993; Mahnkopf, 1992; Streeck, 1992; zie ook Van den Berg, Furaker & Johansson, 1997: Hfdst.4).

Maar bij zulke redeneringen gaat men er meestal vanuit dat zogenaamde 'externe' flexi biliteit, dat wil zeggen de mogelijkheid om on gehinderd te kunnen afslanken, opgeofferd di ent te worden ten gunste van kennelijk belang- rijkere vormen van flexibiliteit, in het bijzon der 'functionele' en arbeidstijdflexibilteit (vgl. Smith, et al., 1995). Er bestaat echter één be langrijke uitzondering op deze regel, namelijk het zogenaamde 'Zweedse Model'. Dit uige- kiende systeem van gecoördineerd overheids- en vakbondsbeleid werd oorspronkelijk gefor muleerd aan het begin van de jaren vijftig door Gösta Rehn en Rudolf Meidner, twee aan de machtige industriële vakbondscentrale de LO [Landsoiganisationen i Sverige) verbonden economen. Dit model was uitdrukkelijk be doeld om externe flexibiliteit te bevorderen in ruil voor het soort zekerheid dat geboden kon worden door zogenaamde 'actieve' arbeids marktpolitiek (van staatswege georganiseerde en gesubsidieerde herscholing, verhuissteun en alternatieve arbeidsplaatsen), lage werk loosheid en een 'solidaristische' loonpolitiek. De voorstanders van wat ook als het 'Rehn- Meidner Model' bekendheid kreeg gingen er

uitdrukkelijk vanuit dat het mogelijk moest zijn om werknemers en vakbonden met een toen em en d tempo van economische en struc turele vernieuwing te verzoenen, daarbij inbe grepen een versnelde afwikkeling en sluiting van niet competitieve bedrijven en bedrijfstak ken, zolang zij verzekerd konden worden van gelijkwaardig werk elders of, mocht dat niet mogelijk zijn, dan tenminste ruime inkomens compensatie in het geval van arbeidsverlies.

Een fundamentele vooronderstelling die aan het geprezen Zweedse Model ten grondslag ligt is dus dat een zekere mate van externe zeker heid, voornamelijk in de vorm van gegaran deerde 'employability'2 en /of ruime inkomens garanties, de mate van bezorgdheid onder de werknemers die de mogelijkheid van massale ontslagen onder ogen moeten zien aanzienlijk kan verm inderen (zie ook, o.a., Esping-Ander- sen, 1985, pp. 229-230; Heclo & Madsen, 1987, pp. 49-50; Meidner, 1986; Muszynski, 1985, p. 295; Rehn, 1984; 1985). Dit pakket van maatre gelen, dat toch in feite tot doel heeft structurele verandering en mobiliteit op grond van efficien cy overwegingen te bevorderen, werd geformu leerd en voorgesteld door Zweden's machtigste vakbon dsiedem tie. In grote tegenstelling tot de traditionele houding en reputatie van hun te genpolen elders - in het bijzonder in de Angel saksische landen met hun traditie van antago nistische arbeidsverhoudingen - hebben de Zweedse vakbondsleiders altijd met enige trots het belang van economische efficiency onder schreven, zelfs als dat soms ten koste van de kortetermijnbelangen van hun achterban ging (zie bijv. Öhman, 1974; Van den Berg, te verschij nen,- Van den Berg et al., te verschijnen). Dit duidt er op zijn minst op dat de rol van de vak bonden bij het hanteren en bemiddelen van af- slankingsprocessen aanzienlijk kan variëren van land tot land.

Sinds de publicatie van het invloedrijke over zicht van Freeman en Medoff (1984) van wat vakbonden doen in de Verenigde Staten wordt de traditionele zienswijze dat de vakbonden per definitie een belemmering vormen voor structurele en technologische vooruitgang sterk in twijfel getrokken. Volgens Freeman en Medoff bleken vakbonden niet alleen te funge ren als 'rent-seeking' organisaties, zoals ze door neoklassieke economen veelal afgeschil derd worden, maar ook als spreekbuis door middel waarvan werknemers uitdrukking

(4)

('voi-Afslanking en werkonzekerheid

ce') kunnen geven aan hun collectieve belan gen ten overstaan van hun werkgever. Deze spreekbuisfunctie, zo redeneerden Freeman en Medoff, kan heel goed tot verhoogde efficiency bijdragen, in plaats van deze in de weg te staan, door de communicatie tussen werknemers en werkgevers te verbeteren. Er bestaat een zekere complementariteit tussen de 'voice' theorie van Freeman en Medoff en de management li teratuur over 'downsizing' waaraan wij eerder refereerden. Aangezien vakbonden kunnen fungeren als instrument ter verbetering van de communicatie tussen werkgever en werkne mer zou de aanwezigheid van een vakbond het negatieve effect van 'downsizing' op de door de achterblijvers ondervonden baanonzekerheid en bezorgdheid in principe moeten kunnen verzachten.

Aan de ander kant, zoals Freeman zelf dui delijk inziet (zie bijv. Freeman, 1992): of de vak bond zo'n constructieve rol speelt of niet in het omgaan met veranderingen in de werkplaats hangt in hoge mate van de kwaliteit van de ar beidsverhoudingen in algemenere zin af, het geen op zijn beurt weer grotendeels een func tie is van de bredere sociaal-institutionele con text en historische ontwikkeling (vgl. bijv. Gal- lie, 1983; Van den Berg et al., 1997: Hfst. 9). Waar deze context tot relatief scherpe tegenstellin gen leidt, zoals dat in de Angelsaksische lan den het geval zou zijn, zou men minder snel een dergelijke constructieve opstelling van de vakbonden verwachten dan in meer 'neocorporatistische' régimes, zoals men die in vele van de landen op het Europese continent kan vinden. Het is daarom goed mogelijk dat ter wijl vakbonden in zulke relatief gunstige situ aties meehelpen de bij de achterblijvers tot be zorgdheid leidende effecten van downsizing op te vangen, zij in meer antagonistische verhou dingen het tegenovergestelde effect hebben, nl. tot grotere mate van bezorgheid en onrust bij dragen.

Hypothesen

We hebben derhalve drie verschillende, maar niet noodzakelijkerwijs elkaar uitsluitende hy pothesen betreffende omstandigheden die het effect van afslanking op het moreel van de ach terblijvers kunnen beïnvloeden. De genoemde managementtheoretische literatuur suggereert

dat de kw aliteit van de verhouding tusser w erkgevers en w erknem ers de cruciale interve niërende variabele vormt. Volgens deze litera tuur bepaalt deze kwaliteit de mate van ver trouwen tussen werkgevers en werknemers die op zijn beurt van groot belang is voor hei verminderen van de ongerustheid en onzeker heid gedurende en na afloop van pijnlijke pe rioden van afslanking en industriële re-engi neering. Deze redenering leidt tot

Hypothese 1: Hoe beter de verhouding tussen werkgever en werknemers, hoe geringei het negatieve effect van afslanking op de mate van ongerustheid onder de achterblijvende werknemers ten aanzien van hun eigen arbeidsperspectieven.

Aan de andere kant wordt er door de voor standers van het zojuist kort geschetste Zweedse Model aangenomen dat de mate van externe (werk- en/of inkomens) zekerheid een aanzienlijk effect heeft op hoe werknemers op het afslanken door hun huidige werkgever rea geren. In situaties waar men er in relatief hoge mate van verzekerd is dat er, in het geval van ontslag, een andere min of meer gelijkwaardige positie of tenminste een vervangend inkomen beschikbaar zullen zijn zal afslanking een veel minder dramatisch effect hebben op de be zorgdheid van werknemers over het mogelijke verlies van hun huidige arbeidsplaats dan in si tuaties waar zij werkloosheid en aanzienlijke inkomensverliezen tegemoet kunnen zien. Onze tweede hypothese is dan ook

Hypothese 2: Hoe hoger de mate van ex terne zekerheid (ten aanzien van arbeid en/of inkomen), hoe geringer het negatieve effect van afslanking op de mate van ongerustheid onder de achterblijvende werknemers ten aan zien van hun eigen arbeidsperspectieven.

Ten slotte, als we de redenering die we kort aan het eind van de Inleiding bespraken volgen dan mogen we aannemen dat de aanwezigheid van vakbonden ook van belang is voor het ef fect van afslanking op de mate van bezorgd heid van de werknemers. Maar de richting en sterkte van dit effect lijkt in hoge mate af te hangen van het karakter van de bredere con text van de arbeidsverhoudingen. Hieruit volgt onze derde hypothese:

Hypothese 3: Waar de traditionele verhou dingen tussen vakbonden en werkgevers be trekkelijk constructief zijn helpt de aanwezig heid van een vakbond de bezorgdheid onder de

(5)

werknemers die veroorzaakt wordt door afslan- ting te verminderen, terwijl bij traditioneel ta nelijk conflictueuze verhoudingen de aanwe zigheid van een vakbond die bezorgdheid juist versterkt.

Zoals we al opgemerkt hebben sluiten deze hypothesen elkaar niet noodzakelijkerwijs ge- ieel uit. Het is heel goed mogelijk dat zowel net plaatselijke vertrouwen tussen werkgevers m werknemers als de mate van externe (on)ze- cerheid als ook het karakter van de verhou- ling tussen vakbonden en werkgevers in het ilgemeen van betekenis zijn voor de mate waar- n afslanking tot bezorgdheid onder de achter- nlijvers leidt. Maar zelfs als dat zo is blijft het Van zowel wetenschappelijk als praktisch be lang om uit te vinden wat de sterkte van deze interveniërende variabelen ten opzichte van elkaar is. De aanbevelingen die uit de hypothe sen af te leiden zijn zijn ten slotte heel ver schillend. De eerste hypothese legt de nadruk op een 'sociaal contract' binnen het bedrijf, de tweede op algemene maatschappelijke arrange menten, de derde op de nationale tradities en instellingen binnen het stelsel van arbeidsver houdingen.

In dit artikel rapporteren wij enige bevindin genvan een vergelijkend Zweeds-Canadees on derzoek. Er is een aantal redenen waarom een vergelijking tussen deze twee landen bij uitstek geschikt is om onze hypothesen te toetsen. De Zweedse vakbondstheoretici hebben niet al leen getheoretiseerd over de wenselijkheid van het verschuiven van de lasten van de economi sche rationalisatie van individuele werknemers naar de maatschappij als geheel. Alhoewel de mate waarin het vermaarde 'model' in feite ooit doorgevoerd is discutabel blijft (vlg. bijv. Eklund, te verschijnen), is er geen twijfel over dat Zweden verder gegaan is dan de meeste an dere landen in het scheppen van het soort 'exter ne' zekerheid voor werknemers dat hier aan de orde is. Canada daarentegen behoort wat haar arbeidsmarktpolitiek betreft tot de meer op de vrije markt georiënteerde landen. Weliswaar zijn er de sociale verzekeringsprogramma's wat uitkeringsniveaus, - duur en - voorwaarden be treft niet zo schamel als in de US en recentelijk ook in Nieuw Zeeland, zij zijn desalniettemin naar Noord-Europese maatstaven nogal be scheiden. Bovendien behoorden de werkloos heidcijfers in Canada tot het begin van de jaren negentig tot de hoogste in de geïndustriali

seerde wereld en waren ze in ieder geval aan zienlijk hoger dan de Zweedse. Ook met het oog op onze derde hypothese, waarin verschil len in onderhandelingstradities en -instellin gen benadrukt worden, bieden Canada en Zwe den een nuttig contrast. Met de slechts gedeelte lijke uitzondering van de provincie Québec zijn de Canadese vakbeweging en dientengevolge de Canadese verhoudingen tussen bonden en werkgevers sterk 'Angelsaksisch' georiënteerd. Dat wil onder andere zeggen dat vrijwel alle vor men van collectief onderhandelen op bedrijfs niveau of soms per bedrijfstak gevoerd worden. De vakbonden nemen traditioneel ook een ty pisch Angelsaksische, militante houding aan ten aanzien van de werkgevers. Zweden daaren tegen is één van Europa's meest 'neo-coropora- tistische' landen wat de arbeidsverhoudingen en algemene sociaal-economische politiek be treft. Tot aan het begin van de jaren tachtig wer den collectieve arbeidsovereenkomsten lande lijk strak gecoördineerd, zowel van werkne mers- als van werkgeverszijde. Er heeft sinds dien een zeker mate van decentralisatie plaats gevonden, maar het onderhandelingsysteem blijft verreweg één van de meest gecoördineerde in de wereld. De eerder genoemde federatie van industriële bonden, de LO, heeft van meet af aan een leidende rol gespeeld in de opbouw en het behoud van het Zweedse systeem en neemt daardoor, zoals we eerder al aangaven, ook een veel positievere en constructievere houding aan ten aanzien van samenwerking met werkgevers in de herstructurering en modernisering van de economie. Met andere woorden, wat het sociaal-institutionele karakter van de verhoudin gen tussen werknemers en werkgevers betreft bieden de twee landen precies het soort contrast tussen relatief conflictueuze en relatief coöpe ratieve tradities dat in onze derde hypothese aan de orde wordt gesteld (voor een meer gede tailleerde vergelijking, zie Van den Berg, Fur- aker& Johansson, 1997: Hfdst. 2).

Aan de andere kant vertonen Canada en Zweden een aantal frappante overeenkomsten in de algemene structuur van hun economie ën, ongetwijfeld gedeeltelijk als gevolg van hun vergelijkbare geografische ligging en kli matologische omstandigheden. Beide landen hebben zich gespecialiseerd in op natuurlijke grondstoffen en op telecommunicatie geba seerde industriëen. Het zijn ook allebei naar verhouding kleine (wat de bevolking betreft!)

(6)

Afslankingen werkonzekerheid

landen die in grote mate van handel met het buitenland afhankelijk zijn, waardoor de eco nomie door relatief grote, op export georiën teerde bedrijven gedomineerd wordt. Dit bete kent onder andere dat de voornaamste Canadese en Zweedse industrieën min of meer direct met elkaar op een steeds meer ge ïntegreerde wereldmarkt concurreren (zoals bijv. in de pulp en papier-, staal-, telecommunicatieapparatuur- en automobielindustrieën). Deze overeenkomsten tussen onze twee verge lijkingslanden dragen er hopelijk toe bij dat de te analyseren verschillen niet al te zeer verte kend worden door onderliggende verschillen in de industriële structuur.

Kortom, Canada en Zweden bieden een voor het toetsen van onze hypothesen buiten gewoon gunstige combinatie van sociaal-institutionele verschillen en structurele overeen komsten. Onze eerste hypothese voorspelt dat het effect van afslanking op de mate van be zorgdheid van de achterblijvers voornamelijk een functie is van de mate van wederzijds ver trouwen tussen werknemers en werkgevers op lokaal niveau, zowel in Canada als in Zweden. Volgens onze tweede hypothese zou het nega tieve effect van afslanking op de ongerustheid van de overblijvende werknemers aanzienlijk groter moeten zijn in het relatief 'onzekere' Ca nada dan in Zweden. Onze derde hypothese ten slotte voorspelt dat vanwege het algehele antagonistische klimaat van de arbeidsverhou dingen in Canada de aanwezigheid van een vakbond een negatief effect zal hebben terwijl in het meer neocorporatistische Zweden het effect juist positief zou moeten zijn.

Data en resultaten

De Variabelen

De kwantitatieve gegevens die wij hier presen teren en analyseren zijn afkomstig van twee parallel doorgevoerde enquêtes van nationale representatieve steekproeven van alle handar beiders werkzaam in de industrie in Canada (november 1992) en Zweden (maart 1993). Onze enquêtevragen werden aan een van de maandelijkse officiële arbeidskrachtentellin gen in de beide landen toegevoegd (voor ver dere technische bijzonderheden verwijzen wij naar Van den Berg, et al. 1997 en Van den Berg,

Furaker & fohansson, 1997). Als gevolg van di van elkaar verschillende praktijken van di twee nationale bureaus voor de statistiek wa ren de bruikbare steekproeven van ongelijkt grootte: 779 respondenten in Canada, 1205 ir Zweden. De enquêtevragen omvatten ervarin gen met recente gevallen van afslanking et ontslag, zorgen over de eigen werkgelegen heidsperspectieven, attitudes ten aanzien var verscheidene vormen van verandering in d< werkplaats en de aard van het werk, de kwali teit van de verhouding tussen werkgevers er werknemers en vertrouwen in vakbondsverte genwoordigers en werkgevers. Daarnaast wil len wij ook kort enkele resultaten presenterer van een tweede, aanvullend onderzoek var meer kwalitatieve aard dat wij in dezelfde pe riode gedaan hebben. Voor dit tweede projec werden in de periode van 1991 tot 1993 me werknemers- en werkgevers- vertegenwoordi gers in 44 Canadese en 29 Zweedse fabrieker in drie bedrijfstakken (staal, pulp en papier er telecommunicatieapparatuur) semi-gestructu reerde vraaggesprekken van tussen de ander half en drie uur gevoerd.

Onze specifieke onderzoeksinteressen zoal; die uit onze enquête naar voren komen (zie Var den Berg, Furaker & Johansson 1997, blz. 258 60) golden vraagstukken met betrekking tot ar beidsmarktpolitiek en flexibiliteit in het hante ren van technische veranderingen. Maar een aantal van de vragen die we stelden, heeft direct betrekking op ervaringen met personeelsin krimping, onstlagen en werkloosheid, werkge- legenheidsvooruitzichten, mate van bezorgd heid en de verhouding tussen werknemers en werkgevers. Bovendien hebben wij vanwege de verbinding met de officiële arbeidskrachtentel lingen ook enige nuttige socio-demografische en economische gegevens over onze respon denten. Hierdoor is het ons dus mogelijk om de effecten van zow el contextuele factoren, die ver moedelijk externe (on)zekerheid over werkgele genheid en sociaal-economisch onderhande lingsklimaat aangeven, als de kwaliteit van de plaatselijke arbeidsverhoudingen op het ver band tussen afslanking en bezorgdheid ovei eventuele toekomstige werkloosheid te onder zoeken. Bovendien hebben wij een aantal varia belen die andere vormen van verandering in het werk of de werkplaats meten ter beschikking, waardoor wij de samenhang tussen veranderin gen en bezorgdheid nader kunnen bekijken.

(7)

In één van onze enquête-items werd de res pondenten direct gevraagd om de mate aan te geven waarin zij zich zorgen maakten over het eventuele vooruitzicht om werkloos te worden in de nabije toekomst (twee jaar): 'zeer', 'nogal' of 'helemaal niet' bezorgd. Voor de hier te vol gen analyses hebben wij de antwoorden op deze vraag in twee groepen verdeeld, diegenen die ('zeer' of 'nogal') bezorgd zeiden te zijn en de rest. Zo verdeeld blijken, zoals wij verwacht ten, onze Canadese respondenten in beschei den maar statistisch significante mate meer bezorgd te zijn dan hun Zweedse collega's: iets meer dan 46% van de Canadezen was 'zeer' of 'nogal' bezorgd, vergeleken met iets minder dan 39% van de Zweedse ondervraagden. In de hieronder volgende analyses is dit onze centra le afhankelijke variabele.

Tabel 1 laat een eerste groep onafhankelijke variabelen zien voor beide landen en met de ge bruikelijke significantietoetsen voor het ver schil tussen de gemiddelden. Dit betreft een aantal achtergrondvariabelen die van belang kunnen zijn voor het inschatten van het ver band tussen ervaringen met afslanking en de mate van bezorgdheid van de betrokken werk nemers. Zoals wij ook met de afhankelijke va riabele deden, hebben wij deze alsmede alle volgende variabelen gedichotomiseerd. Dit draagt tot de eenvoud en duidelijkheid van de presentatie bij en bewerkstelligt eveneens dat de statistische analyses zo rigoureus mogelijk

zijn. Men verliest door deze procedure een ze kere hoeveelheid potentiëel interessante infor matie, maar daar staat tegenover dat het de af wijzing van de nulhypothese relatief moeilij- ker maakt en de door te voeren toetsen dus ro buuster zijn, hetgeen ons inziens vooral bij het gebruik van attitudenvariabelen zeer gewenst is.

Uit Tabel 1 blijkt dat een iets kleiner deel van onze Canadese ondervraagden (40%) voor een middelgroot bedrijf (50 tot 499 werkne mers) werkte dan onder de Zweden het geval was (46%). Voor kleine bedrijven (minder dan 50) was de verhouding precies omgekeerd (35% tegen bijna 31%), terwijl ongeveer een vijfde in beide landen voor grote bedrijven van 500 of meer werknemers werkte. De gemiddelde leef tijd lijkt iets hoger onder de Canadezen dan de Zweden, maar het verschil is klein en niet sig nificant: 60% van de Canadezen viel in de leef tijdsgroep van 45 tot 64 jaar, tegenover 57% van de Zweden. Vanwege de verschillende ma nieren waarop de inkomenscategorieën in de twee enquêtes gedefinieerd werden - en n ie t vanwege een eventuele grotere mate van gelijk heid in Zweden! - behoort 41% van de Canade zen maar slechts 36% van de Zweden tot de laagstbetaalde twee quintielen van de inko mensverdeling onder industriearbeiders.

Een aantal van onze vragen had ten doel te meten in hoeverre de respondenten daadwer kelijk veranderingen in hun werkplaats en hun

Tabel 1 Verschillen tussen Canadese en Zweedse industriearbeiders: achtergrondvariabelen

Canada Zweden

N - 7 7 9 N = 1205

Variabele Gemiddelde SE Gemiddelde SE T

Middelgroot bedrijf 0.3976 0.0176 0.4631 0.0144 -2.885** Klein bedrijf 0.3528 0.0171 0.3054 0.0133 2.187* Ouder 0.6000 0.0176 0.5700 0.0143 1.2790 Vrouw 0.1900 0.0141 0.2300 0.0122 -2.2520* Laagstbetaalde 2/5 0.4115 0.0176 0.3602 0.0138 2.3030* * P < .05 * * P < .0 1 Definities

Middelgroot bedrijf Respondent (R) werkt in een middelgroot (50-499 werknemers) bedrijf

(1 = ja, 0=neen)

Klein bedrijf R werkt in een klein (1-49 werknemers) bedrijf (1 = ja, 0=neen)

Ouder R is tussen 45 and 64 jaar oud (1 =ja, 0=neen)

Vrouw R's sekse (1=vrouw, 0=man)

(8)

arbeidsmarktpositie hadden meegemaakt. Ta bel 2 beschrijft de verschillen tussen onze Ca nadese en Zweedse steekproeven ten aanzien van vijf indicatoren van zulke objectieve veran deringen. In zowel Canada (52%) als Zweden (48%) zei ongeveer de helft van de ondervraag den dat er gedurende de laatste drie jaar nieu we machines of nieuwe apparatuur in hun werkplaats geïnstalleerd waren. Maar terwijl bijna twee vijfde deel van de Canadezen (38%) zei dat dit ook in hun eigen werk het geval was, gaf minder dan eenderde van de Zweden dit antwoord. Afgezien van veranderingen in de gebruikte machines en technische uitrusting hadden volgens iets meer Canadezen (33%) dan Zweden (29%) hun eigen arbeidstaken in de afgelopen drie jaar aanzienlijke veranderin gen ondergaan.

De laatste twee variabelen die in Tabel 2 zijn opgenomen zijn in de context van dit arti kel verreweg het belangrijkst. De eerste meet of de betrokkenen ervaring met afslanking hebben bij hun huidige werkgever. Dit is onze fundamentele onafhankelijke variabele. 'Zelf Ontslagen' geeft het aandeel aan dat zow el slachtoffer als achterblijver is aangezien diege

nen die op de betreffende vraag bevestigem antwoordden zowel zelf ontslagen zijn gedu rende de voorgaande drie jaar als tijdens onz< enquête weer werk hadden. Het is dus in he bijzonder interessant om het effect van dezi variabele op de mate van bezorgdheid over toe komstige werkgelegenheid na te gaan, voora in combinatie met de interveniërende variabe len die in onze drie hypothesen opgenomer zijn. Zoals in Tabel 2 te zien is zijn er signifi cante verschillen tussen Canada en Zweden ir deze twee variabelen. Terwijl 37% van de Cana dezen rapporteerde dat er in het eigen bedrijf 'enige' of zelfs een 'grote' personeelsverminde ring had plaats gevonden, had maar liefst 5831 van de Zweden dat ook ondervonden. Maai precies het tegenovergestelde patroon gold wal de ervaring van zelf ontslagen te zijn betreft net iets meer dan een derde van de Canadezer zei zelf gedurende de voorgaande drie jaar ont slagen te zijn, maar 'slechts' één vijfde (19% van de Zweden had hetzelfde lot ondergaan.

In Tabellen 3 en 4 introduceren wij de varia beien die hier als de voornaamste toetsvariabe len voor onze drie hypothesen zullen dienen Voor onze eerste hypothese zijn wij voorname

Tabel 2 Verschillen tussen Canadese en Zweedse industriearbeiders: ervaring met objectieve veranderinger in de arbeidsplaats

Canada Zweden

N - 7 7 9 N = 1205

Nieuwe machines (in bedrijf) 0.5188 0.0179 0.4822 0.0144 1.593

Nieuwe machines (eigen werk) 0.3817 0.0174 0.3178 0.0134 2.904**

Werk veranderd (zonder nieuwe

apparatuur) 0.3333 0.0169 0.2871 0.0130 2.163*

Personeelsverminderingen 0.3672 0.0173 0.5751 0.0143 -9.283**

Zelf Ontslagen 0.3446 0.0170 0.1867 0.0112 7.734**

* P < .05 * * P < .0 1 Definities

Nieuwe machines (in bedrijf) Nieuwe machines (eigen werk) Werk veranderd (zonder nieuwe apparatuur)

Personeelsverminderingen Zelf Ontslagen

Er zijn nieuwe machines/apparatuur in het bedrijf ingevoerd (1=ja, 0=neen)

Er zijn nieuwe machines/apparatuur in R’s eigen werk ingevoerd (1=ja, 0=neen)

De taken van R's eigen werk zijn van aard veranderd, zonder dat nieuwe machines/apparatuur zijn ingevoerd (1=ja, 0=neen)

Het aantal werknemers in het eigen bedrijf is verminderd (1=ja, 0=neen) R is zelf uit een baan ontslagen gedurende de voorgaande 3 jaar (1=ja, 0=neen)

(9)

lijk geïnteresseerd in de kwaliteit van de lo kale verhouding tussen werkgevers en werknemers, dat wil zeggen in het bedrijf waar de respon dent zelf werkt. Tabel 3 geeft de relevante infor matie ten aanzien van de drie variabelen in ons datamateriaal die hierop betrekking hebben.

Zoals in de tabel te zien valt, beweerde min der dan de helft van de Canadese ondervraag den (47%) tenminste 'enige' inspraak te hebben bij beslissingen over de invoering van techno logische veranderingen op hun werk, terwijl bijna twee derden van de Zweden (65%) von den dat zij zulke medezeggenschap hadden. Te gelijkertijd is het interessant te constateren dat vrijwel identieke percentages in de twee lan den vonden dat de verhouding tussen werkne mers en de eigen werkgever 'goed' of 'zeer goed' was (65% van de Canadezen tegenover 66% van de Zweden). Wij stelden ook een vraag die bedoeld was om direct het vertrouwen van de werknemers in hun werkgevers te meten in verband met de dreiging van afslanking. We vroegen respondenten of zij dachten dat wan neer werkgevers beweren personeel te moeten ontslaan dit meestal slechts een dreigement is om werknemers meer meegaandheid af te dwingen o/dat zij ook daadwerkelijk in econo mische moeilijkheden verkeren. Met andere woorden, hier hebben wij geprobeerd op een zo direct mogelijke wijze het soort vertrouwen te meten dat in onze eerste hypothese als cru ciaal gezien wordt voor het effect van afslan

king op de bezorgdheid van de achterblijvers. Interessant is dat wij ook hier maar weinig ver schil tussen de twee populaties vonden. Onge veer één vijfde van zowel de Canadezen (19%) als de Zweden (18%) gaf de voorkeur aan het sceptische, wantrouwige antwoord op deze vraag.

In Tabel 4 presenteren wij de onafhankelijke variabelen waarmee wij onze tweede en derde hypothesen zullen proberen te toetsen.Volgens Hypothese 2 is het vooral de mate van (on)zekerheid over de eigen vooruitzichten op de ar beidsmarkt die de relatie tussen afslanking en onzekerheid beïnvloedt. De eerste twee varia belen in Tabel 4 geven aan hoe groot de kans is (volgens de ondervraagden zelf) dat zij, ten eer ste, hun huidige baan zullen verliezen in de volgende twee jaar en, ten tweede, als gevolg daarvan ook enige tijd werkloos zullen zijn. We hebben deze variabelen net als alle anderen gedichotomiseerd, zodat de getallen in de tabel de proporties aangeven die op de betreffende vraag 'zeer' of 'nogal' waarschijnlijk antwoord den. Tot onze verrassing waren ook hier de ver schillen tussen onze Canadese en Zweedse respondenten klein en statistisch niet signifi cant. Rond één vijfde van de ondervraagden in beide landen acht de kans groot of redelijk groot dat zij in de volgende twee jaar hun hui dige baan kwijt zullen raken en ook daadwer kelijk op straat zullen komen te staan. M is schien niet zo verrassend bleken deze twee

va-Tabel 3 Verschillen tussen Canadese en Zweedse industriearbeiders: arbeidsverhoudingen en vertrouwen

Canada Zweden

N = 779 N = 1205

Variabele Cemiddelde SE Gemiddelde SE T

Inspraak 0.4703 0.0179 0.6548 0.0137 -8.187**

Werknemer/werkgever verhouding goed 0.6418 0.0172 0.6614 0.0136 -0.895

Wantrouwt inkrimpingsdreigement 0.1922 0.0141 0.1834 0.0112 0.489

* P < .05 * * P < .0 1

Definities

Inspraak

Werknemer/werkgever verhouding goed

Wantrouwt inkrimpingsdreigement

Werknemers hebben inspraak bij de invoering van technologische verandering in het eigen bedrijf (1=veel of enige inspraak, 0=geen) R’s mening over de kwaliteit van de werkgever/werknemers ver houding in het eigen bedrijf (1=goed of zeer goed, 0=alle andere antwoorden)

De gebruikelijke motivatie van werkgevers wanneer zij met in krimping dreigen (1=dreigement, 0=economische moeilijkheden)

(10)

Tabel 4 Verschillen tussen Canadese en Zweedse industriearbeiders: onzekerheid over werkperspectief er rol vakbonden

Canada Zweden

N = 779 N = 1205

Verwacht ontslag 0.2115 0.0146 0.1967 0.0115 0.803

Verwacht werkloosheid 0.2316 0.0151 0.1768 0.0110 2.932

Verwacht ontslag/werkloosheid 0.2636 0.0158 0.2191 0.0119 2.250*

Gelijkwaardig werk moeilijk te vinden 0.6731 0.0168 0.8257 0.0109 -7.611**

Arbeidsbureaus ondoelmatig 0.3506 0.0171 0.3950 0.0141 -2.003* Vakbond aanwezig 0.6300 0.0174 0.9200 0.0077 -15.628** *P < .0 5 **P < .0 1 Definities: Verwacht ontslag Verwacht ontslag/werkloosheid Verwacht ontslag/werkloosheid Gelijkwaardig werk moeilijk te vinden Arbeidsbureaus ondoelmatig Vakbond aanwezig

Waarschijnlijkheid van verlies van eigen baan (1=waarschijnlijk ol zeer waarschijnlijk, 0=niet waarschijnlijk)

Waarschijnlijkheid dat R werkloos zal worden (1= waarschijnlijk oi zeer waarschijnlijk, 0=niet waarschijnlijk)

Waarschijnlijkheid van baanverlies en/of werkloosheid (1 =één var de twee waarschijnlijk, 0=geen van beide)

R acht het vinden van gelijkwaardig werk moeilijk (1=moeilijk ol zeer moeilijk, Omniet moeilijk)

R acht arbeidsbureaus van de overheid ondoelmatig in het vinden van werk voor werkzoekenden (1 =slecht tot zeer slecht, 0=andere antwoorden)

Vakbondsvertegenwoordiging (1 =LO in Zweden en alle vakbon den in Canada, 0=geen vakbond)

riabelen ook sterk met elkaar te correlleren (r=0,774) en in hoge mate op dezelfde factor te scoren (>0,9) in een principal component factor analyse. Om multicollineariteit te vermijden hebben we deze twee variabelen door een ge combineerde dummy variabele vervangen, de derde in Tabel 4: een score van 1 voor de varia bele 'waarschijnlijkheid baanverlies en/of werkloosheid' betekent dat de respondent het toekomstig verlies van de huidige baan en/of toekomstige werkloosheid waarschijnlijk acht te. Zo gecombineerd leken de Canadezen met meer dan een kwart (26%) onzekere responden ten enigszins minder zeker te zijn van hun toe komst dan de Zweden met iets meer dan een vijfde (22%).

De volgende twee variabelen in Tabel 4 zijn eveneens bedoeld om de mate van subjectieve externe werkonzekerheid te meten. De eerste geeft aan of men het 'moeilijk' of 'erg moeilijk' achtte om min of meer gelijkwaardig werk te

vinden in het geval van verlies van de huidige baan. Alweer tot onze verrassing bleken viei van de vijf Zweden (83%) pessimistisch te zijn in dit opzicht terwijl 'slechts' twee van de drie Canadezen dachten dat het niet makkelijk zou zijn gelijkwaardig werk te vinden. De laatste externe onzekerheidsvariabele in Tabel 4 geeft weer in hoeverre de respondenten vinden dat er op de arbeidsbureaus van de overheid gere kend kan worden voor het vinden van werk. Ook hier zijn de resultaten verrassend gezien het enorme belang dat de architecten van het Zweedse Model aan de 'aktieve' arbeidspolitiek hechtten: bijna twee vijfde deel van de Zweden (39,5%) vond dat de arbeidsbureaus zich 'slecht' of 'zeer slecht' van hun voornaamste taak - het vinden van werk voor werkzoekenden kweten, - terwijl iets meer dan een derde (35%) van de Canadezen een gelijkluidend negatief oordeel over de Canadese arbeidsbureaus had.

(11)

De laatste variabele in Tabel 4 is bedoeld om hypothese 3 tenminste indirect te toetsen. Deze variabele onderscheidt simpelweg allen wier arbeidscontract onder een collectieve, met een vakbond gesloten overeenkomst valt van alle anderen. Dit bleek de meest zinvolle ma nier om de effectieve aanwezigheid van een vak bond te meten, aangezien afhankelijk van de wetgeving en tradities afhankelijkeid van een vakbond en individueel lidmaatschap niet sa men hoeven te vallen. Het is duidelijk uit Tabel 4 dat deze variabele misschien een effect kan hebben in Canada, waar 63% van de onder vraagden onder een collectieve overeenkomst vallen en dus 37% niet, maar dat zij geen voor statistische analyses bruikbare verdeling in Zweden oplevert, omdat daar vrijwel alle werk nemers (92%) door vakbonden vertegenwoor digd worden. Dit laatste getal is waarschijnlijk zelfs nog een onderschatting aangezien de vraag in Zweden het daadwerkelijk lidmaatschap van een bij de LO aangesloten bond betrof.

Afslanking en bezorgdheid over eventuele

werkloosheid: een gecombineerde analyse

Zoals reeds aangegeven is onze afhankelijke criterium variabele binair. Dit is ook het geval voor onze voornaamste onafhankelijke varia belen, die het bloot staan aan vormen van ver andering meten, evenals voor de voorspellende variabelen waar het ons voornamelijk om te doen is en de socio- demografische variabelen die wij ter controle bij de analyses zullen be trekken. Zodoende is mulitipele logistische re gressie de meest geschikte statistische me thode (vgl. Hosmer & Lemeshow, 1989; Noruis, 1997; Menard, 1995). Met het oog op de drie be sproken hypothesen presenteren wij zes mo dellen in Tabel 5 voor de gecombineerde Zweedse en Canadese steekproeven.

Model 1 dient als een basismodel waarin wij de mate van bezorgdheid over eventuele werk loosheid proberen te schatten met alleen een landendummy (l=Canada, 0=Zweden) en de socio-demografische achtergrond van de be trokkenen. Zoals in de kolom 'Model T te zien is, is de logististische regressie coëfficiënt voor de Canada dummy statistisch significant (p<0,0001). De exponentiële logistische regres- siecoëfficiënt (Exp-B) ofwel de zogenaamde 'log-odds' wordt samen met de standaardfout

onder de coëfficiënt aangegeven. De log-odds is relatief eenvoudig te interpreteren: het bena dert hoe veel meer of minder waarschijnlijk de geschatte uitkomst (in dit geval zich zorgen maken over mogelijke toekomstige werkloos heid) is voor degenen die tot de categorie van de onafhankelijke variabele in kwestie behoren dan voor hen die daar niet toe behoren. Zo is in Model 1 te zien dat Canadezen ongeveer 1,35 (Exp-B= 1,3479) keer meer geneigd zijn zich zorgen te maken dan Zweden. Het enige theo retisch interessante resultaat in Model 1 is dat relatief lage beloning de enige achtergrondvari- abele is die een statistisch significant effect op bezorgheid blijkt te hebben: diegenen die tot de laagstbetaalde twee quintielen behoorden liepen 1,36 keer zoveel kans om bezorgd te zijn als diegenen die beter betaald werden.

Nu is het de vraag in hoeverre het verschil in gemiddelde bezorgdheid tussen de twee lan den verklaard kan worden als gevolg van de in Tabel 2 getoonde verschillen tussen de twee steekproeven. Het is heel goed mogelijk dat, zelfs na controle voor socio-economische ver schillen, het verschil in bezorgdheid groten deels of misschien wel geheel het gevolg is van verschillen in de mate van en/of het soort ver andering die de twee groepen feitelijk onder vonden hebben. Model 2, in de derde kolom van Tabel 5, voegt aan de regressievergelijking van Model 1 de vijf variabelen toe die de mate en soorten van ervaren veranderingen meten. Hoewel de recente invoering van nieuwe appa ratuur in het eigen werk kennelijk geen signifi cant effect heeft op bezorgdheid, is dit wel het geval voor de beide andere 'technische' veran- deringsvariabelen. Diegenen die veranderin gen in hun eigen arbeidstaken hadden onder vonden die niet met nieuwe apparatuur ge paard gingen liepen 20% meer risico om zich over eventuele werkloosheid zorgen te maken dan diegenen die niet aan zo'n verandering van hun eigen werk blootgesteld waren. Aan de andere kant geeft de invoering van nieuwe ap paratuur in het eigen bedrijf de werknemer kennelijk een gevoel van grotere zekerheid: diegenen die zulke veranderingen rapporteer den liepen iets minder kans om zich zorgen te maken dan diegenen die dat niet deden (Exp- B=0,7737). Maar de coëfficiënten voor de twee laatste onafhankelijke variabelen in Model 2 zijn voor ons verreweg het interessantst. Werk nemers in wier bedrijf

(12)

personeelsverminderin-Afslanking en werkonzekerheid

Tabel 5 Logistische Regressiemodellen voor Bezorgdheid over Toekomstige Werkgelegenheidsperspectieven, Zweeds-Canadese steekproef, N = 1984 (Tussen haakjes Exp-B)

Model 7 Model 2 Model 3 Model 4 Model 5 Model 6

Constante -0.5819**** -1.1260**** -0.8776**** -1.7278**** -1.5830**** -1.8825**** Canadees 0.2985** 0.3546*** 0.3086** 0.4022*** 0.5061**** 0.4884**** (1.3479) (1.4256) (1.3615) (1.4950) (1.6589) (1.6297) Middelgroot bedrijf - - - - -Klein bedrijf - - - 0.2745* 0.2757 (1.3158) (1.3174) Ouder - - - - -Vrouw " - 0.2032 (1.2253) Laagstbetaalde 2/5 0.3050** 0.3290** 0.3536** 0.3186** 0.3277** 0.3384** (1.3567) (1.3896) (1.4242) (1.3752) (1.3878) (1.4028)

Nieuwe Machines (in Bedrijf) -0.2566* -0.2557* - -0.2910** -0.2179

(0.7737) (0.7744) (0.7475) (0.8042)

Nieuwe machines (eigen werk) - - - -

-Werk veranderd (zonder nieuwe 0.1853 0.1717* 0.1968 0.2007 0.1985

apparatuur) (1.2036) (1.1873) (1.2175) (1.222) (1.2196) Personeelsverminderingen 0.7056**** 0.6708**** 0.5696**** 0.6877**** 0.5319**** (2.0251) (1.9559) (1.7676) (1.9892) (1.7021) Zelf Ontslagen 0.7664**** 0.7698**** 0.5681**** 0.7281**** 0.5416**** (2.1519) (2.1594) (1.7649) (2.0712) (1.7187) Inspraak -

-Werknemer/werkgever verhouding goed -0.2874** -0.2251*

(0.7502) (0.7984)

Wantrouwt inkrimpingsdreigement -

-Gelijkwaardig werk moeilijk te vinden 0.5432**** 0.5018****

(1.7215) (1.6516) Arbeidsbureaus ondoelmatig - -Verwacht ontslag/werkloosheid 1.2145**** 1.1899**** (3.3685) (0.4060) Vakbond aanwezig 0.4998*** 0.4060** (1.6484) (1.5008)

Initial log likelihood function 2696.6433

Efficiency 59.83% 62.80% 63.01% 67.46% 63.65% 86.25% Pseudo-R2 30.99% 36.10% 36.45% 44.16% 37.58% 45.45% -2 L L 2668.358 2550.092 2534.692 2415.533 2537.338 2339.399 Goodnessfit 1984.581 1987.246 1984.855 1990.468 1992.039 1995.537 Model Chi2 28.285 146.552 161.951 281.110 159.305 297.244 d.f. 6 11 14 14 12 18 Step Significance 0.0001 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000

p-waarden: <

0.10

= vet, <

0.05

= vet*, <

0

.

0 1

= vet**, <

0.001

= vet ***, <

0.0001

= vet ****

p-waarden gebaseerd op Wald statistic: Wk2 = (bk/s.e. of bk)2, volgens een Chi-square verdeling

gen plaats hadden gevonden waren tweekeer zo vaak bezorgd (Exp-B=2,03) als hun collega's die niet zulke ervaringen hadden en diegenen die zelf in het recente verleden ontslagen wa ren, waren meer dan twee keer zo vaak bezorgd (Exp-B=2,15) als diegenen die dit lot bespaard bleef. Het is dus duidelijk dat het 'overleven' van een personeelsinkrimping en/of het zelf ondergaan van ontslag wel degelijk tot bezorgd heid over de toekomst bijdragen. Daarbij zij wel

aangetekend dat noch het significante effect van de Canada dummy noch dat van lage belo ning in Model 2 verdwijnt of verzwakt.

Nu wij in Model 2 vast hebben kunnen stel len in welke mate de ervaring van ontslag en van personeelsinkrimping in de directe omge ving bezorgdheid oproepen (waarbij alleen de landenvariabele en algemene achtergrondvariabelen constant gehouden zijn) kunnen wij vervolgens overgaan tot het toetsen van onze

(13)

drie hypothesen. In Modellen 3 tot en met 5 voeren wij de interveniërende variabelen uit Tabellen 3 en 4 in, gegroepeerd naar de betref fende hypothese. De bedoeling is om na te gaan in hoeverre deze interveniërende variabe len de in Model 2 gevonden coëfficiënten voor de personeelsverminderings- en ontslag-variabelen verzwakken, zoals door de hypothesen voorspeld wordt. In Model 3 pogen wij Hypo these 1 te toetsen. De verwachting volgens de hypothese is dat vertrouwen en een goede ver houding tussen werknemers en hun werkgever op lokaal niveau een sterk verzwakkend effect zullen hebben op deze coëfficiënten. De resul taten zijn niet erg bemoedigend voor de hypo these. Het controleren voor een volgens de res pondenten goede verhouding met de werkge ver, een zekere mate van inspraak en wantrou wen in de oprechtheid van werkgevers die met inkrimpingen dreigen heeft vrijwel geen effect op de coëfficiënten en log-odds voor de effec ten van personeelsinkrimping en ontslag op bezorgdheid. Wel is het zo dat werknemers die de verhouding mbt hun werkgever goed achten zich statistisch significant minder zorgen ma ken, maar dat is niet het geval voor diegenen die zeggen enige inspraak te hebben in beslis singen ten aanzien van technologische veran deringen in hun werk. Maar nog veel ongun stiger voor Hypothese 1 is het feit dat het effect van wantrouwen jegens werkgevers die met in krimping dreigen niet statistisch significant is. Dit is een vrij zware slag, want deze onafhan kelijke variabele vertegenwoordigt de meest di recte toets van de theorie die aan de hypothese ten grondslag ligt.

In Model 4 wordt Hypothese 2 aan een toets onderworpen. Hier voeren wij onze drie exter ne (on)zekerheidsvariabelen in. De resultaten zijn ietwat positiever voor deze hypothese maar niet overweldigend. Het controleren voor de door de respondenten geschatte moeilijk heid om een gelijkwaardige baan te vinden, hun oordeel over de kwaliteit van de arbeidsbu reaus en de gecombineerde waarschijnlijkheid van onstlag/werkloosheid variabele heeft een enigszins afzwakkend effect op de mate waarin inkrimpingen en ontslag tot bezorgdheid lei den - de log-odds zakken van boven de 2 tot rond de 1,76 - maar de oorspronkelijke effecten lijken niets van hun statistische significantie te verliezen. Maar zowel de ingeschatte moei lijkheid van het vinden van een gelijkwaardige

andere baan als de ontslag/werkloosheidsver- wachting hebben wel een sterk direct effect op bezorgdheid. Als men ontslag en/of werkloos heid verwacht dan is men meer dan 3 keer zo zeer geneigd zich zorgen te maken (Exp- B=3,3685) dan wanneer men dat niet ver wacht, hetgeen natuurlijk niet echt verassend is.

In Model 5 toetsen wij tenslotte Hypothese 3 met betrekking tot het effect van de aanwe zigheid van een vakbond. Zoals in de voorlaat ste kolom van Tabel 5 te zien is heeft de aanwe zigheid van een vakbond een direct negatief ef fect: de aanwezigheid van een vakbond ver hoogt de kans dat de betreffende werknemers zich over hun eventuele werkloosheid zorgen maken met factor van 1,65. Daarentegen heeft de vakbond kennelijk geen enkel effect op de mate waarin afslanking en ontslag bezorgd heid beïnvloeden. De coëfficiënten en Exp-B's zijn voor deze variabelen weer even groot en significant als ze in Modellen 2 en 3 waren. Voor de volledigheid en ter controle van even tuele interactieeffecten presenteren wij in de laatste kolom van Tabel 5 het volledige regres siemodel met alle variabelen tezamen. De re sultaten leveren geen verassingen op. Het ef fect van inkrimping en ontslag is iets ver zwakt, net als in Model 4, terwijl er geen noe menswaardige veranderingen in de andere coëfficiënten optreden.

Canada versus Zweden: Afzonderlijke

Logistische Regressies

Tot nog toe hebben we kunnen constateren dat de effecten van de landenvariabele en erva ring met recente inkrimpingen en ontslag sta tistisch significant blijven, zelfs in combinatie met een hele serie andere mogelijk relevante variabelen, inclusief een aantal krachtige di recte voorspellers van bezorgdheid, zoals ver wachte waarschijnlijkheid van ontslag en/of werkloosheid en de verwachte moeilijkheid om een andere gelijkwaardige baan te vinden. We weten nu ook dat goede plaatselijke verhou dingen tussen werknemer en werkgever de zor gen over eventuele werkloosheid in de nabije toekomst enigszins matigen, terwijl de aanwe zigheid van een vakbond ze juist verscherpt. De logische volgende stap is om te kijken of deze factoren dezelfde uitwerking hebben in de

(14)

twee landen afzonderlijk. De robuustheid van een sterk significante Canada-variabele wijst op de mogelijkheid dat het effect van de andere factoren gedeeltelijk van het land zelf afhanke lijk is. De enige manier om dit te verifiëren is om de regressiemodellen nog eens voor de Zweedse en Canadese steekproeven apart door te voeren. Om onnodige herhalingen te voor komen doen wij verslag van de gedetailleerde regressieresultaten in twee tabellen in een Ap pendix (Al voor Canada; A l voor Zweden], In Tabel 6 worden de voornaamste resultaten van deze procedure samengevat weergegeven sa men met het meest volledige twee-landen m o del uit Tabel 5 ter vergelijking.

Zoals in Tabel 6 te zien is zijn er vier variabe len consequent statistisch significant in alle drie analyses. Het is niet erg verrassend dat als men verwacht zijn baan kwijt te raken en/of werkloos te worden de kans drie tot vier keer groter is om zich over eventuele werkloosheid zorgen te maken dan wanneer men niet zulke pessimistische verwachtingen heeft. Zo ver hoogt ook de verwachting dat het moeilijk zou zijn om een gelijkwaardige andere baan te vin den het risico van bezorgdheid met een factor van bijna 1,7 in alle drie modellen. Verder is de kans om tot de groep die zich zorgen maakt te behoren in Zweden 1,5 keer groter als je zelf re centelijk ontslagen bent dan wanneer je dat

niet bent en in Canada zelfs tweekeer zo groot. Individuen die in een bedrijf werkten waar on langs personeelsinkrimpingen hadden plaats gevonden hepen consequent rond de 1,7 keer zoveel kans om bezorgd te zijn als diegenen die in stabiele of groeiende bedrijven werkten.

Vanuit de theoretische perspectieven waar dit artikel mee begon zijn echter de verschillen in de relevante factoren tussen de Zweedse en Canadese modellen interessanter. In Canada, maar niet in Zweden, zijn twee van de drie vari abelen die op andere veranderingen in het werk of de werkplaats duiden statistisch significant. Als je in je eigen werk nieuwe machines of ap paratuur in gebruik hebt moeten nemen dan loop je maar 69% van de kans om tot de groep die zich zorgen maakt te behoren dan wanneer dat niet het geval was. Aan de andere kant, een recente reorganisatie van je eigen werk zonder dat daar nieuwe technologie aan te pas kwam vergrootte die kans met een factor van 1,8. Er bleken nog twee andere variabelen wel in Cana da, maar niet in Zweden statistisch significant te zijn. De aanwezigheid van een vakbond ver hoogt de kans op bezorgdheid van de werkne mers eveneens met een factor van 1,8. Voor die genen die tot de minstbetaalden behoren was de kans op ongerustheid om eventuele werkloos heid meer dan twee keer zo groot (2,1 keer) als voor de beter betaalde Canadezen.

Tabel 6 Vergelijking van Logistische Regressies voor Bezorgdheid over Toekomstige Werkgelegenheidsper- spectieven, Model 6, Alleen de significante variabelen, puntschattingen voor Exp-B

Twee Landen Canada Zweden

Canadees 1.6297 Middelgroot bedrijf Klein bedrijf 1.3174 Ouder Vrouw 1.4133 Laagstbetaalde 2/5 1.4028 2.0517

Nieuwe Machines (in Bedrijf) 0.8042

Nieuwe machinesfeigen werk) 0.6913

Werk veranderd (zonder nieuwe apparatuur) 1.2196 1.7623

Personeelsverminderingen 1.7021 1.7810 1.7572

Zelf Ontslagen 1.787 2.0041 1.5422

Inspraak

Werknemer/werkgever verhouding goed 0.7984 0.7260

Wantrouwt inkrimpingsdreigement

Gelijkwaardig werk moeilijk te vinden 1.6516 1.6262 1.6969

Arbeidsbureaus ondoelmatig

Verwacht ontslag/werkloosheid 3.2867 3.7937 3.0997

Vakbond aanwezig 1.5008 1.8125

Efficiency 68.25% 69.19% 68.96%

(15)

Aan de andere kant zijn er twee variabelen statistisch significant in Zweden maar niet in Canada. Ten eerste was de kans om tot de groep die zich zorgen maakt te behoren voor diege nen die vonden dat de verhouding tussen werk nemers en werkgever in hun bedrijf verhou dingsgewijs goed was maar drie kwart zo groot (0,73) als voor hen die niet zo over die verhou ding te spreken waren. Ten tweede bleken Zweedse vrouwen ongeveer 1,4 zo vaak be zorgd te zijn als Zweedse mannen.

Het is ook van enig belang vast te stellen dat een aantal voorspellende variabelen in geen van de drie modellen die we in Tabel 6 sa menvatten significant bleek te zijn. Wantrou wen ten opzichte van werkgevers die met in krimping dreigen bleek, verrassend genoeg, in geen enkel model een significant effect te heb ben. Hetzelfde geldt, misschien iets minder verrassend, voor relatief oudere werknemers, voor werknemers in middelgrote bedrijven en voor hen die een negatief oordeel hebben over de doelmatigheid van de arbeidsbureaus van de overheid. Wij komen hieronder op deze resulta ten terug.

Theoretische conclusies

Laten we nu tot de theoretische vragen waar we mee begonnen terugkeren. Heeft afslan king inderdaad het demoraliserende effect op de achterblijvende werknemers dat er door een aantal commentatoren aan toegeschreven wordt? Wordt dit negatieve effect waarneem baar afgezwakt door een relatief goede verhou ding tussen werkgever en werknemers? Heeft de mate van (on)zekerheid over de mogelijkhe den die werknemers in de externe arbeids markt wachten invloed op dit effect? Is de aan wezigheid van een vakbond een positieve of een negatieve factor? Welke van deze interve niërende factoren is het belangrijkst in het ma tigen van de invloed van afslanking op onrust onder de achterblijvers?

Ongetwijfeld zijn onze bevindingen voor meer dan één interpretatie vatbaar, maar zij verschaffen ons inziens genoeg houvast om de volgende algemene conclusies op zijn minst aannemelijk te maken. Ten eerste is het duide lijk dat het blootstaan aan afslan kin g op zich een aanzienlijk negatief effect heeft op de mate waarin de achterblijvers zich zorgen maken

over hun eigen werkgelegenheidsperspectieven. Dit effect blijft robuust en vrijwel onaan getast zelfs in combinatie met een hele serie controlevariabelen waarvan men in theorie zou kunnen verwachten dat zij er een behoor lijke invloed op zouden moeten hebben. Dit blijkt uit de opmerkelijke sterkte en bestendig heid van de coëfficiënten voor zowel de in- krimpings- als de ontslagvariabelen in alle door ons getoetste modellen. Werknemers die in een bedrijf werkten waar in de drie voor gaande jaren aanzienlijke personeelsinkrim pingen hadden plaats gevonden liepen 1,7 tot tweekeer meer de kans om zich over hun eigen vooruitzichten zorgen te maken dan hun col lega's in wier bedrijven dat niet het geval was geweest. En dit effect blijft vrijwel onveranderd in zowel statistische significantie als grootte in alle modellen, van de gepoolde modellen in Ta bel 5 tot de aparte modellen voor Canada en Zweden. Hetzelfde geldt voor de coëfficiënten voor de ontslag variabele: werknemers die zelf uit een baan ontslagen zijn in de voorgaande drie jaar zijn 1,5 tot meer dan 2 keer vaker be zorgd dan hun gelukkigere collega's. Met an dere woorden, n och de kwaliteit van de lokale verhouding tussen werkgever en werknemers, n och de mate van onzekerheid over de externe arbeidsmarktperspectieven, n och de aanwezig heid van een vakbond, n och zelfs alle andere verschillen in sociaal-economische context die door de landendummy gevangen zouden moe ten worden, doen aan deze fundamentele sa menhang tussen afslanking en bezorgdheid onder de achterblijvers veel af.

Maar deze conclusie verdient enige nadere kwalificatie. Van de drie afzonderlijk inge voerde variabelengroepen hadden er twee geen en k ele merkbare invloed op het effect van af slanking op bezorgdheid. De invoering van de derde groep, de externe onzekerheidsvariabe- len, verminderde weliswaar niet het significan- tieniveau van het genoemde effect, maar ver minderde er wel de grootte enigszins van. Met andere woorden, vertrouwen in de op de exter ne arbeidsmarkt aanwezige alternatieven had een enigszins afzwakkende invloed op het on gerust makende effect van afslanking. Dit ver schaft op zijn minst enige p rim a fa cie steun aan onze tweede ('Zweedse') hypothese.

Deze indruk wordt verder versterkt door de resultaten van onze regressies voor ieder land afzonderlijk, met name als we naar de verschil

(16)

len tussen de twee landen kijken. Verscheidene variabelen hadden in maar één van de twee landen een significant effect op bezorgdheid over eventuele werkloosheid. In Canada ver m in d ert de kans dat men zich zorgen maakt aanzienlijk wanneer men in het recente verle den in zijn eigen werk nieuwe machines of ap paratuur in gebruik heeft genomen, maar n iet in Zweden. Omgekeerd verhoogt de recente er varing van verandering in de eigen arbeidsta ken afgezien van nieuwe apparatuur of machi nes de kans op bezorgdheid met factor van 1,83 in Canada, maar weer n iet in Zweden. Eén plausibele verklaring van deze intrigerende verschillen is dat wanneer de werkgever bereid is in nieuwe uitrusting of machines voor een bepaalde taak te investeren dit een geruststel lend teken is voor de werknemer die met die taak belast is: zijn werk heeft in de ogen van de werkgever duidelijk toekomst. Aan de andere kant is het niet onwaarschijnlijk dat tenminste een deel van de herverdeling van taken en reor ganisaties die n iet met zulke investeringen in nieuwe apparatuur gepaard gaan voor de werk nemers als een veeg teken fungeren. Dit klinkt op het eerste gezicht redelijk plausibel en men zou verwachten dat het vrij algemeen zou moe ten gelden. Maar het interessante in onze re sultaten is dat het alleen in C anada van toe passing lijkt te zijn. In Zweden hebben nieuwe machines niet hetzelfde geruststellende effect als in Canada, maar evenmin leidt reorganisa tie van taken er tot dezelfde onrust. In Zweden waar de externe arbeidsmarkt en de vele over heidsprogramma's aanzienlijk meer zekerheid bieden dan in Canada wordt een nieuwe inves tering niet als zo'n opluchting ervaren, noch worden reorganisaties er als zo dreigend onder vonden als in Canada, met haar veel minder aanlokkelijke externe arbeidsmarkt en haar re latief karige overheidssteun.

De derde factor die in Canada maar niet in Zweden een rol speelt wijst in dezelfde rich ting. Canadese werknemers die tot de 40% laagstbetaalden in onze steekproef behoorden waren twee keer vaker bezorgd over hun werkgelegenheidsperspectieven dan hun beter be taalde landgenoten. In Zweden, met haar be roemde sociale zekerheidsnet en sterk gecom primeerde inkomensverdeling had inkomen geen enkel effect. Ten slotte valt nog op te mer ken dat de coëfficiënten en log-odds voor de in- krimpings- maar vooral voor de

ontslagvaria-bele consequent enigszins of aanzienlijk hoger zijn in Canada dan in Zweden. Bij elkaar geno men wijzen al deze bevindingen erop dat de ex terne arbeidsmarkt in Zweden inderdaad als minder dreigend of riskant ondervonden wordt dan de Canadese en dat dit een duidelijke in vloed heeft op de mate waarin men zich over eventuele werkloosheid en over afslanking zor gen maakt. Met andere woorden er zijn een aantal bevindingen die allen vrij consistent onze Hypothese 2 lijken te ondersteunen.

Een ander interessant resultaat in Tabel 6 is het feit dat de aanwezigheid van een vakbond in Canada tot een aanzienlijke verhoging van de bezorgdheid van de betrokken werknemers leidt, terwijl er in Zweden geen enkel effect te signaleren valt. Dat laatste is niet zo verrassend aangezien daar vrijwel alle respondenten (en meer dan 80% van a lle werknemers) tot een vakbond behoorden en/of vertegenwoordigd werden. Wat ons hier interesseert is het feit dat in Canada de vakbond kennelijk een negatief effect heeft op de onrust van de werknemers. Dit zou op een gedeeltelijke bevestiging van onze derde hypothese kunnen duiden: in de Canadese historisch-institutionele context van relatief militante, conflictueuze relaties tussen de vakbeweging en werkgevers verhoogt de aanwezigheid van de vakbond de zorg en onze kerheid van werknemers over hun werkgelegenheidsperspectieven.

Deze verklaring wordt ook in zekere mate ondersteund door onze bevindingen in de eer der genoemde intensieve vraaggesprekken die wij met zo'n 150 werkgevers- en werknemers vertegenwoordigers in een aantal Zweedse en Canadese fabrieken in drie bedrijfstakken (staal, pulp en papier en telecommunicatieapparatuur) hielden, gedurende dezelfde periode waarin ons kwantitatieve datamateriaal verza meld werd. We kunnen hier niet in detail op deze bevindingen ingaan (zie hiervoor Smith et al., 1995; 1997; Smucker et al., 1998; Van den Berg, Furaker &. Johansson, 1997, Hfdst. 6; Van den Berg et al., te verschijnen), maar willen wel kort aangeven hoe zij de kwantitatieve resulta ten op frappante wijze kracht lijken bij te zet ten.

Uit de fabrieksinterviews bleek eveneens hoezeer in beide landen personeelsinkrimpin gen, en natuurlijk vooral als die met massaont slagen gepaard waren gegaan, aanzienlijke angst en onrust onder de overblijvenden ver