Iedereen ontzien?
Het effect van ontziemaatregelen op de baantevredenheid
van jonge en oudere werknemers
Abstract
Uit onderzoek blijkt dat werknemers met een hoge baantevredenheid een lagere intentie hebben om te stoppen met werken. Werkgevers ontwikkelen dan ook diverse personeelsinstrumenten om de tevredenheid van werknemers te verhogen. Maar welke instrumenten hebben een positief effect op baantevredenheid?
In dit onderzoek is middels een multivariate regressie analyse onderzocht wat het effect is van zeven verschillende ontziemaatregelen (flexibele werktijden, een gedeelde baan, minder uren werken, gecomprimeerde werkweek, thuis werken, alleen tijdens schooltijden werken en betaald verlof voor de zorg voor een kind ) op baantevredenheid. Daarnaast is onderzocht of het effect op baantevredenheid, als de respondent toegang heeft tot de ontziemaatregel maar hier geen gebruik van maakt, voor ouderen anders is dan voor jongeren.
Voor de analyse is gebruik gemaakt van de dataset Workplace Employment Relations Study uit 2011, een onderzoek onder werknemers en managers in Groot- Brittannië en zesde en laatste in een reeks. De resultaten laten zien dat alle getoetste ontziemaatregelen een positief effect op baantevredenheid hebben. Tegen de verwachting in zijn de effecten van zes van de zeven ontziemaatregelen op de mate van baantevredenheid, wanneer de werknemer wel toegang heeft tot de ontziemaatregel maar hier geen gebruik van maakt, voor ouderen niet anders dan voor jongeren.
Naam: G.J. Zier
Studentnummer: 10462791
Bacheloronderzoek: Ongelijkheid in het onderwijs en op de arbeidsmarkt Begeleider: Dhr. dr. T. Bol
Tweede lezer: Dhr. dr. C. Huisman Datum: 17-5-2015
3
Inhoud
1 Inleiding ... 4
2 Theoretisch kader ... 6
2.1 Ontziemaatregelen en Baantevredenheid ... 6
2.2 Waarom werkgevers werknemers willen met een hoge baantevredenheid ... 7
3 Data en Methode ... 10 3.1 Data ... 10 3.2 Operationalisering ... 11 Afhankelijke variabele ... 11 Onafhankelijke variabelen ... 13 Controle variabelen ... 15 3.3 Onderzoeksmodel en methode ... 18 3.5 Betrouwbaarheid en validiteit ... 19 4 Resultaten... 21
5 Conclusie & Discussie ... 30
Literatuur: ... 33
Bijlage ... 35
Tabellen ... 35
4
1 Inleiding
Uit onderzoek blijkt dat meer dan de helft van de bedrijven die tien werknemers of meer hebben hun werknemers ontziemaatregelen aanbieden (Ybema, Geuskens & Oude Hengel, 2009). Dit zijn maatregelen zoals extra vrije dagen, kortere werkweek of vrijstelling van nachtdiensten (ibid.). Naast ontziemaatregelen zijn er ook ontwikkelmogelijkheden zoals het kunnen volgen van een opleiding tijdens werktijd. Vooral jongeren hebben vaak toegang tot zowel ontwikkel- als ontziemaatregelen. Ouderen hebben voornamelijk toegang tot
ontziemaatregelen (ibid.). Beide soorten maatregelen dienen de baantevredenheid van werknemers te verhogen, waardoor de intentie om door te werken hoog blijft.
Doordat bij ouderen de fysieke en cognitieve functies verminderen in de loop van het leven (Kooij, Dikkers, Jansen & van den Broek, 2013), hebben ouderen meer moeite om hun werk vol te houden. Daartegenover staat dat ouderen vaak meer ervaring hebben en minder vaak ziek zijn dan jongere werknemers (Meer, Hooftman & Geuskens, 2014). Hiermee
bezitten zij eigenschappen die zeer waardevol voor een werkgever kunnen zijn.
Uit onderzoek van het CBS (2015) blijkt dat in Groot-Brittannië meer dan 70% van het bruto binnenlands product uit de dienstverlenende sector komt. Een sector waarin de arbeid op grote schaal door werknemers wordt uitgevoerd (Kuipers, Amelsvoort & Kramer, 2010). Hierdoor hebben werknemers een steeds groter wordende invloed op het succes van een organisatie. Dit, in combinatie met een vergrijzende samenleving en een toenemende
participatie van vrouwen op de arbeidsmarkt (Kösters, Den Boer & Lodder, 2009), vereist dat het werk anders wordt ingericht opdat het aan de behoeften van werknemers blijft voldoen en de werknemers hun baantevredenheidsniveau kunnen behouden of verhogen (Kuipers, Amelsvoort & Kramer, 2010).
De vraag van werknemers en werkgevers naar flexibiliteit heeft grote invloed op de arbeidsvoorwaarden. Ontziemaatregelen spelen in op de behoeftes van werknemers en werkgevers. Zo blijken ouderen die kampen met een gezondheidsprobleem vaker
ontziemaatregelen te benutten dan ouderen die gezond zijn (Meer, Hooftman & Geuskens, 2014). Als een organisatie ouderenbeleid ontwikkelt is dit in de praktijk vaak ontziebeleid. Van der Maas en Vaandrager (2005) tonen aan dat organisaties geen specifiek
ouderenbeleid in zouden moeten zetten, hierdoor zouden ouderen in een apart hokje worden geplaatst. Volgens Maas en Vaandrager (ibid.) bereiken werkgevers die deze
5
maatregelen aanbieden dan ook niet altijd hun doel, namelijk het verhogen van de baantevredenheid.
Werknemers worden meer tevreden met hun werk op het moment dat zij het gevoel hebben verantwoordelijkheid te kunnen nemen. Deze verantwoordelijkheid kan alleen succesvol gedragen worden op het moment dat zij ook beschikken over regelmogelijkheden (Kuipers, Amelsvoort & Kramer, 2010). Ziekteverzuim en baanontevredenheid vindt
voornamelijk plaats onder werknemers die van hun werkgever veel verantwoordelijkheid en te weinig regelmogelijkheden krijgen.
Wanneer ontziemaatregelen de gezondheid van de werknemer en de positieve beleving van het werk zouden kunnen bevorderen dan zou het raar zijn als werkgevers pas ontziemaatregelen aanbieden voor werknemers boven de vijfenvijftig jaar. Een gezonde werknemer, of deze nou jong of oud is, is altijd wenselijk net als een hoge
baantevredenheid. Daarom zou het verstandig zijn om onderzoek te doen naar het effect van ontziemaatregelen op de baantevredenheid van werknemers in het algemeen, en of het effect verschilt tussen jongere en oudere werknemers. De onderzoeksvraag die in deze scriptie beantwoord zal worden is dan ook:
Welk effect hebben de verschillende ontziemaatregelen op de baantevredenheid van werknemers en is dit effect voor ouderen anders dan voor jongeren?
6
2 Theoretisch kader
In dit theoretisch kader zullen eerst de concepten ontziemaatregelen en baantevredenheid worden besproken. Vervolgens zullen de beweegredenen van werkgevers om
ontziemaatregelen aan te bieden theoretisch worden onderbouwd. Zo wordt duidelijk waarom werkgevers werknemers willen met een hogere baantevredenheid. Dit om te kunnen begrijpen hoe de relatie tussen werkgevers en werknemers in een psychologisch contract vorm krijgt.
2.1 Ontziemaatregelen en Baantevredenheid
Om werknemers langer aan het werk te houden met een hogere baantevredenheid zijn diverse personeelsinstrumenten ontwikkeld. Deze zijn op te delen in twee soorten. Enerzijds zijn er ontwikkelinstrumenten, de werknemer wordt de mogelijkheid geboden om
bijvoorbeeld deel te nemen aan scholing. Daarnaast zijn er ontziemaatregelen. Deze zijn ontworpen om werknemers in staat te stellen het werk te blijven verrichten. De volgende ontziemaatregelen kunnen worden onderscheiden: extra vrije dagen, individuele aanpassing werktijden, deeltijd vervroegde uittreding of deeltijd pensioen, parttime werken,
taakverlichting, geen onregelmatige/ploegendiensten, teruggang in functie/salaris (Meer, Hooftman & Geuskens, 2014).
Baantevredenheid kan op diverse manieren gedefinieerd worden. Locke (1969) onderscheidt het intrinsieke perspectief van baantevredenheid waarbij de determinanten van de baantevredenheid in het werk zitten. Daarnaast onderscheidt hij het subjectieve perspectief, waarbij baantevredenheid bepaald wordt door de interactie tussen de
werknemer en het werk. Dit perspectief zal in dit onderzoek gehanteerd worden. De mate van baantevredenheid wordt gemeten door naar de perceptie van de werknemer te vragen, en in welke mate hij of zij tevreden is met de mate waarin het doel bereikt is, de mate waarin hij of zij eigen initiatief kan ontplooien, de mate waarin de werknemer invloed heeft op het werk, de tevredenheid met de geldelijke beloning die hier tegen over staat en hoe tevreden de werknemer in het algemeen is met het werk. Volgens Locke (ibid.) is het onmogelijk om deze vragen in de analyse gelijk te wegen. Aangezien het een persoonlijke perceptie betreft kan het zijn dat persoon A bijvoorbeeld de geldelijke vergoeding
7
tot één, correcte, maat voor baantevredenheid. Hierop zal worden teruggekomen in de operationalisering.
2.2 Waarom werkgevers werknemers willen met een hoge baantevredenheid
Om het belang van baantevredenheid beter te begrijpen zal eerst de theorie
resources-based view van Barns (Grant, 2013) worden uitgelegd. Vervolgens zal kort de sociale
exchange theorie van Blau (1964) worden besproken. De principes van deze theorieën geven inzicht in de invulling van het psychologisch contract (Coyle-Shapiro & Kessler, 2002) tussen werknemer en werkgever. En met name de relatie tussen ontziemaatregelen en
baantevredenheid.
Barns (Grant, 2013) beschrijft in zijn theorie de resource-based view hoe organisaties een competitieve voorsprong kunnen ontwikkelen ten opzichte van andere organisaties. Om als organisatie succesvol te zijn dient men een competitieve voorsprong te hebben.
Het succes van een organisatie is niet een gevolg van de mate waarin de organisatie een product goedkoop of met een hoge kwaliteit kan leveren maar of de organisatie het product goedkoper of kwalitatief beter kan maken dan de concurrent. Het beter kunnen leveren wordt aangeduid met een competitieve voorsprong. Het uitgangspunt van deze theorie is dat organisaties hun hulpbronnen zo inzetten dat zij hiermee een competitieve voorsprong hebben op hun concurrent en daarmee toegevoegde waarde kunnen creëren. Doordat in Groot-Brittannië het aantal werknemers in de dienstensector stijgt (CBS, 2015) zijn zij vanuit Barnes perspectief gezien de belangrijkste hulpbronnen van een organisatie en dienen zij dan ook optimaal te worden ingezet. De werkgever kan de inzet/productiviteit van zijn werknemers, het optimaal inzetten van de hulpbronnen, verhogen door de werknemer meer te bieden. Dit gebeurt volgens het principe van de sociale uitwisselingstheorie van Blau (1964).
De sociale uitwisselingstheorie (ibid.) gaat er van uit dat er een ruil tussen
werknemer en werkgever plaatsvindt. De werknemer kan kennis en vaardigheden bieden. De werkgever ruilt dit met loon of bijvoorbeeld ontwikkelmogelijkheden. Ten dele wordt de ruil vastgelegd in een gecodificeerd contract. In dit contract worden meestal niet alle taken specifiek omschreven, oftewel de vereisten van de werkgever, maar het is meer een
intentieverklaring waarin de werknemer aangeeft zich een aantal uren te zullen inzetten waarvoor hij of zij door de werkgever beloond zal worden.
8
De specifieke invulling van wat de werknemer en werkgever overeenkomen of ruilen wordt vast gelegd in een psychologisch contract. Dit zijn de verwachtingen en verplichtingen die een werknemer met de werkgever denkt te hebben of andersom. Belangrijk hierbij is te vermelden dat het om een individuele en subjectieve invulling gaat waarbij de werknemer en werkgever een geheel andere invulling kunnen geven aan het psychologische contract, ongeacht het feit dat het om dezelfde relatie gaat.
Zo kan een werkgever bijvoorbeeld een werknemer meer autonomie bieden door de werknemer zijn of haar uren anders te laten indelen, namelijk naar persoonlijke voorkeur. De werkgever verhoogt hiermee de inleg in het psychologisch contract waardoor de interactie tussen werk en werknemer, de baantevredenheid, verandert. De toegevoegde waarde voor de werkgever berust op de verwachte wederkerigheid van zijn inleg, namelijk een werknemer met een hogere baantevredenheid. Uit onderzoek blijkt dat
baantevredenheid negatief correleert met de intentie van de werknemer om te stoppen met werken (De Cuyper, Van der Heijden & De Witte, 2011). Een vertrekkende werknemer is voor de werkgever een verloren hulpbron die de competitieve voorsprong kan verkleinen. De werkgever heeft hierdoor een reden om ontziemaatregelen aan te bieden. De
werknemer zal, naar verwachting, de aangeboden ontziemaatregel waarderen als een beloning en hierdoor zal de baantevredenheid toenemen. Hieruit volgt de volgende hypothese:
Hypothese 1: Ontziemaatregelen hebben een positief effect op de baantevredenheid van werknemers als zij daar toegang tot hebben.
Maakt het uit wie welke ontziemaatregel tot zijn of haar beschikking heeft en speelt leeftijd een rol als wij kijken naar de inleg van het psychologisch contract? Leeftijd lijkt een ondergeschikte rol te spelen in de job performance van werknemers. McEvoy en Cascio (1989) tonen aan dat leeftijd en job performance niet correleren. Rhodes (1983) toont aan dat oudere werknemers minder vaak afwezig zijn, minder ongelukken hebben tijdens het werk en een hogere baantevredenheid hebben. Dit biedt werkgevers weinig redenen om de inleg in een psychologisch contract voor ouderen te verhogen. Jongeren stimuleren door middel van ontziemaatregelen om daarmee de baantevredenheid te vergroten zou dan een meer logische keuze zijn dan deze aan ouderen aan te bieden. Duncan en Loretto (2004)
9
tonen aan dat werknemers met familie-verantwoordelijkheden, zoals de zorg voor kinderen, een hogere baantevredenheid hebben op het moment dat de werkgever hun flexibele werktijden aanbiedt. Benoemd dient te worden dat de werknemer niet per definitie ook gebruik maakt van deze ontziemaatregel. Wel maken zij duidelijk dat ontziemaatregelen niet alleen aansluiten op de wensen van ouderen maar dat ook jongeren behoefte hebben aan ontziemaatregelen.
Het al dan niet gebruik maken van ontziemaatregelen en het effect op
baantevredenheid bij jongeren en ouderen kan verklaard worden middels het distributive
justice model (Gomez-Mejia, Balkin & Cardy, 2004). Een model gebaseerd op het
psychologisch contract dat zich specifiek richt op wat een werknemer rechtvaardig vindt als beloning voor de geleverde diensten aan de organisatie. De werknemer kan de beloning op twee manier als rechtvaardig ervaren. Enerzijds is er de interne billijkheid van de beloning die geleverd wordt door de organisatie. Anderzijds wordt er onderscheid gemaakt in de billijkheid van de beloning ten opzichte van beloningssystemen in andere organisaties. Juist de interne billijkheid kan afnemen op het moment dat jongeren geen toegang hebben tot ontziemaatregelen in tegenstelling tot ouderen.
Als jongeren geen gebruik maken van ontziemaatregelen maar hier wel over kunnen beschikken zal de vergoeding als rechtvaardiger kunnen worden ervaren dan wanneer er geen ontziemaatregel wordt aangeboden. De inleg van de werkgever in het psychologisch contract is dan namelijk hoger. Een rechtvaardig ervaren vergoeding kan als indicator van een hogere baantevredenheid worden geïnterpreteerd (Igalens & Roussel, 1999). Meer et al. (2014) tonen aan dat voornamelijk ouderen boven de vijftig jaar gebruik maken van
ontziemaatregelen. Daarnaast verdienen ouderen in een gelijke functie meer door hun hogere leeftijd (Nelissen, 1987). Ouderen met toegang tot ontziemaatregelen die zij niet benutten, zullen dan de invulling van het psychologisch contract als rechtvaardiger ervaren door het verschil in inkomen, vergeleken met jongeren.
Hypothese 2: De beschikking hebben over een ontziemaatregel, zonder dat deze wordt gebruikt, heeft een groter positief effect op de baantevredenheid van ouderen vergeleken met jongeren.
10
3 Data en Methode
In dit hoofdstuk zullen de gebruikte data en operationalisering van de variabelen besproken worden. Vervolgens zal een pijlenschema van de verwachte effecten gepresenteerd worden met een uitleg van de gehanteerde onderzoeksmethode. Om te eindigen met de bespreking van de betrouwbaarheid en validiteit van dit onderzoek.
3.1 Data
Om de hypotheses te toetsen is gebruik gemaakt van de Workplace Employment Relations
Study uit 2011 (WERS 2011) (UK data service, 2015). Dit is de laatste uit een reeks van zes in
Groot-Brittannië uitgevoerde nationale studies over werkrelaties en werkkenmerken in vrijwel iedere sector en wordt daarom ook WERS 6 genoemd. Het doel van deze survey is drieledig. Ten eerste om de werkrelaties in Groot-Brittannië in de loop der jaren in kaart te brengen. Ten tweede om beleidsmedewerkers te informeren en debat te stimuleren. Ten derde om een robuuste dataset te creëren voor publiekelijk gebruik.
De data is tussen maart 2011 en juni 2012 verkregen. Er werden alleen werknemers van bedrijven met minimaal vijf werknemers benaderd. De volgende sectoren zijn
uitgesloten van het onderzoek: de agrarische, het bosbeheer, de visserij en de mijnbouw en delvers. De reden waarom deze sectoren werden uitgesloten is niet gevonden. De
verworven data is op individueel niveau en numeriek. De data verzamelaar is NatCen Social Research, een onafhankelijk onderzoeksbureau (NatCen, 2015).
De WERS 2011 survey is opgedeeld in vier componenten waarbij in deze scriptie alleen componenten twee en drie worden gebruikt: de vragenlijst voor managers en werknemers. Van component twee wordt alleen de vraag hoeveel werknemers staan er op de loonlijst gebruikt. Van component drie worden sectie A “over uw baan”, sectie B “over uw werkplek” en sectie E “over uzelf” gebruikt. Welke variabelen deze bevatten wordt verderop behandeld. Deze vragenlijst is door 21981 werknemers ingevuld. De respondenten konden de vragenlijst op paper of online invullen. Van de respondenten koos 87,7% voor de papieren versie.
Op het moment dat de onderzoekers klaar waren met het interviewen van managers is de betreffende manager gevraagd of werknemers benaderd mochten worden voor
11
onderzoeker 25 werknemers geselecteerd die benaderd werden. Mochten er minder werknemers in dienst zijn dan werden ze allemaal benaderd. De werknemers werden willekeurig van een lijst met werknemers geselecteerd. Papieren vragenlijsten inclusief gefrankeerde enveloppen werden achtergelaten om aan de geselecteerde werknemers uit te delen. Op de enveloppe was een sticker geplakt met login gegevens zodat, mocht de werknemer dit willen, hij of zij deze online in kon vullen.
Van de managers gaf 81% toestemming om vragenlijsten te verspreiden onder de werknemers. De vragenlijst is onder 2170 werkplekken verspreid. Van de 44.371 verspreide vragenlijsten zijn er 21.981 geretourneerd (50%). Echter 247 werkplekken zonden geen enkele vragenlijst retour. Het is mogelijk dat deze vragenlijsten nooit de werknemers bereikt hebben. Zonder deze missende werkplekken zou de response 54% zijn (ibid.).
Werknemers van kleine werkplekken zijn oververtegenwoordigd. In organisaties van 5 tot 25 werknemers werden alle werknemers benaderd waar in grotere organisaties niet alle maar maximaal 25 werknemers geselecteerd werden. Dit beïnvloedt de
representativiteit van de steekproef. De kans op een menselijke beoordelingsfout neemt toe doordat de interviewers bepalen welke werknemers gevraagd worden om deel te nemen op het moment dat de organisatie uit meer dan 25 werknemers bestaat.
3.2 Operationalisering
Afhankelijke variabele
Het concept baantevredenheid is een latent concept en kan zoals later blijkt gemeten worden door middel van de volgende acht vragen: In hoeverre bent U tevreden met de voldoening die U uit uw werk put? In hoeverre bent U tevreden met de mate waarin uzelf initiatief kunt nemen? In hoeverre bent U tevreden met de invloed die U hebt op uw baan? In hoeverre bent U tevreden met de training die U krijgt? In hoeverre bent U tevreden met de mogelijkheid om uw vaardigheden te ontwikkelen? In hoeverre bent U tevreden met uw loon? In hoeverre bent U tevreden met uw baanzekerheid? In hoeverre bent U tevreden met het werk zelf? Deze acht vragen hebben de volgende antwoordmogelijkheden: 1 zeer
tevreden, 2 tevreden, 3 niet tevreden of ontevreden, 4 ontevreden, 5 zeer ontevreden. Deze acht variabelen worden omgeschaald zodat de score 5 overeenkomt met zeer tevreden.
Zoals te zien in Tabel 1 is 75,6% van de respondenten tevreden of zeer tevreden met de mate waarin zij zelf initiatief kunnen nemen in hun werk. Over het algemeen kan gesteld
12
worden dat het merendeel van de respondenten tevreden of zeer tevreden is als wij kijken naar de acht variabelen. Hieruit kan geconcludeerd worden dat werknemers over het algemeen een hoge baantevredenheid hebben. Voor de variabele “loon”, blijft het
percentage respondenten wat tevreden is of zeer tevreden lager dan 50%, namelijk 40,7%. Deze variabele heeft dan ook het hoogste percentage respondenten die ontevreden dan wel zeer ontevreden zijn, namelijk 35,3%.
Tabel 1
Frequentieverdeling Baantevredenheid in percentages. Hoe tevreden bent U met…
Zeer ontevreden
Ontevreden Niet tevreden of ontevreden
Tevreden Zeer tevreden De mate van voldoening van uw werk 2,5 6,2 16,8 52,0 22,5 De mate van zelf initiatief kunnen nemen 2,2 6,7 15,5 51,7 23,9 De mate van invloed op uw werk 2,9 10,4 25,8 45,7 15,2 De mate van training die U krijgt 5,9 14,5 25,4 40,8 13,4 De mate waarin U vaardigheden kunt
ontwikkelen
6,2 14,7 27,3 38,8 13,1
Met uw loon 11 24,3 24 34,5 6,2
Uw baanzekerheid 6,6 13,6 24,1 43,6 12 Het werk zelf 2,2 5,9 16,6 54,7 20,7 N = 21981
Op deze acht variabelen is vervolgens een Factoranalyse uitgevoerd om te
onderzoeken in hoeverre de vragen goed laden op het latente concept baantevredenheid. Dit kan worden beschouwd als een inductieve methode maar wordt onder andere toegepast om de acht variabelen samen te voegen tot een enkele variabele, een stap die anders na het berekenen van Cronbach’s Alpha nog plaats had moeten vinden. Zoals te zien in Tabel 2 laden alle vragen hoog op de index baantevredenheid waarbij de variabele “Tevreden met loon” het laagste laadt namelijk 0,535. De verklaarde variantie is 53% en er wordt slechts bij
Tabel 2
Factor ladingen Baantevredenheid
Item Factor ladingen
Tevreden met bereikte doelen ,793 Tevreden met initiatief ,792 Tevreden met invloed ,810 Tevreden met training ,693 Tevreden met ontwikkeling ,803
Tevreden met loon ,535
Tevredenheid baanzekerheid ,583 Tevreden met het werk in het geheel ,760
Eigenwaarde 4,24
Verklaarde variantie (%) 53,03 Bartlett’s test of sphericity sig. ,000
KMO ,858
Extractie method: Method: Principal Component Analysis.
een component een eigenwaarde van boven de 1 gescoord, namelijk 4,24. De Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy is 0,858. De significantie van Brartlet’s test of
13
sphericity is 0,000. Hiermee wordt de nulhypothese dat alle elementen niet correleren verworpen en aangenomen kan worden dat de correlaties geschikt zijn voor factoranalyse. Cronbach’s Alpha is 0,864.
Onafhankelijke variabelen
De onafhankelijke variabelen zijn de ontziemaatregelen en leeftijd. De ontziemaatregelen zijn middels zeven vragen, zoals te zien in Tabel 3, gemeten. De respondent kreeg de volgende gecodificeerde instructie bij de vragen: In de afgelopen 12 maanden heeft U gebruik gemaakt van een of meerdere van de volgende voorzieningen, en zo niet, zijn zij beschikbaar voor U als U ze nodig heeft? De antwoordmogelijkheden zijn voor alle zeven vragen gelijk. De respondent had de keuze uit de volgende antwoord mogelijkheden met de overeenkomende waarden: 1 ik heb gebruik gemaakt van deze voorziening, 2 ik kan gebruik maken van deze voorziening maar maak er geen gebruik van en 3 niet toegankelijk voor mij. Daarnaast heeft de respondent nog de mogelijkheid om aan te geven dat de vraag niet van toepassing is. Als de respondent niet weet of hij of zij de voorziening tot zijn of haar
beschikking heeft of überhaupt geen antwoord wil geven kan hij of zij weigeren.
Deze variabelen worden gehercodeerd naar dummy variabelen. Er ontstaan op die manier dus drie dummy variabelen per ontziemaatregel waarvan de dummy variabele “niet toegankelijk voor mij” als referentie categorie wordt gebruikt in de regressie analyse.
Zoals te zien in Tabel 3 heeft 80,8% van de respondenten niet de mogelijkheid om zijn of haar baan te delen met een ander. De variabele “Betaald verlof voor kind(eren)” is
Tabel 3
Beschikbaarheid en gebruik Ontziemaatregelen in percentages.
Niet beschikbaar Beschikbaar maar niet gebruikt Beschikbaar en gebruikt
Flexibele werktijden 58,3 10,8 30,9
Baan delen 80,8 14,3 4,9
Minder uren werken 59,6 30,7 9,7
Gecomprimeerde werkweek 72,8 18,0 9,2
Thuis werken 78,0 6,8 15,2
Alleen tijdens schooltijden 79,5 9,7 10,8 Betaald verlof voor zorg
kind(eren) 47,2 39,2 13,5
N = 21981
niet beschikbaar voor 47,2%. Alle andere ontziemaatregelen zijn voor meer dan 50% van de respondenten niet beschikbaar. Van de respondenten heeft 9,7% wel de mogelijkheid om alleen tijdens schooltijden te werken maar maakt hier geen gebruik van, 30,7% maakt geen gebruik van de mogelijkheid om minder te werken terwijl zij dit wel kunnen doen. Van de
14
respondenten maakt 30,9% gebruik van de ontziemaatregel “Flexibele werktijden”. Het delen van een baan wordt het minst vaak gebruikt door respondenten, namelijk 4,9%.
De vraag wat een oudere werknemer is, kan vanuit verschillende perspectieven bekeken worden. Leeftijd kan enerzijds chronologisch bekeken worden, de kalenderleeftijd van de werknemer. Maar ook kan men naar de functionele leeftijd kijken (Kooij, Dikkers, Jansen & van den Broek, 2013), de mate waarin iemand gezond is of functioneel. In hoeverre kan iemand taken verrichten zonder dat hij of zij beperkt wordt door gezondheidsklachten. De chronologische leeftijdsgrens van ouderen begint vaak tussen de 40 en 75 jaar (Bourne, 1982). In deze scriptie zal de chronologische leeftijdsgrens van 50 jaar worden gehanteerd voor oudere werknemers. Dit omdat rond deze leeftijd in veel landen een sterke daling in arbeidsparticipatie wordt waargenomen (OECD, 2005). Werknemers van 49 jaar en jonger worden aangeduid als jongere werknemers.
De respondenten is gevraagd naar hun leeftijd in jaren. Zij hadden de keuze uit negen categorieën. Zoals te zien in Figuur 1 is de range van de categorieën niet voor elke
keuzemogelijkheid gelijk. Daarnaast dient te worden opgemerkt dat het onderzoek meer dan een jaar heeft geduurd. Respondenten die vroeg in het onderzoek deelnamen zouden wellicht tegen het eind van het onderzoek in een andere categorie terecht zijn gekomen. Dit effect wordt tegen gegaan door de grote omvang van de steekproef namelijk N=21981.
Leeftijd is gehercodeerd in de vorm van een dummy variabele jong en oud.
Respondenten vanaf 16 jaar tot en met 49 jaar zijn gecodeerd als jong. Respondenten die in de categorieën 50 tot en met 64 zitten zijn gecodeerd als oud. Hierdoor ontstaat er een variabele die te gebruiken is als interval variabele en die de vergelijking tussen jong en oud mogelijk maakt.
Om te onderzoeken hoe groot de interactie ontziemaatregel en leeftijd is, zijn er 7 interactie variabelen aangemaakt. De 7 dummy’s van de ontziemaatregelen waar de waarde
0 5 10 15 20 25 30 35 Leeftijd 16-17 18-19 20-21 22-29 30-39 40-49 50-59 60-64
15
1 “wel toegang tot de voorziening maar geen gebruik” vertegenwoordigt en de dummy leeftijd, zijn als gestandaardiseerde variabelen opgeslagen. Vervolgens is iedere individuele ontziemaatregel vermenigvuldigd met de gestandaardiseerde variabele leeftijd. Dit maakt het mogelijk om te onderzoeken hoe groot het effect is wanneer de respondent ouder is en wel toegang heeft tot de ontziemaatregel maar hier geen gebruik van maakt.
Controle variabelen
De volgende controle variabelen zijn gebruikt in dit onderzoek: geslacht, hebben van afhankelijke kinderen onder de 18 jaar, inkomen, negen variabelen naar veranderingen van in werk als gevolg van de financiële crisis, zorg dragen voor een langdurig zieke, langdurige gezondheidsproblemen van de respondent en het aantal werknemers binnen de organisatie. Deze variabelen zullen hieronder ook in deze volgorde besproken worden.
Geslacht
De variabele geslacht is gemeten door de respondent te vragen of zij man of vrouw zijn. In de originele dataset is deze variabele gecodeerd als respectievelijk 1 en 2. Dit is
gehercodeerd zodat waarde nul de grootste groep vertegenwoordigt, namelijk vrouw en 1 de man. Alle andere waarden worden aangemerkt als systemmissing. Door de hercodering ontstaat een dummy variabele waardoor deze te behandelen is als een intervalvariabele en geschikt is voor een multivariate regressie analyse. Er zijn meer vrouwelijke respondenten dan mannelijke, de verhouding is respectievelijk 56,2% en 43,8%.
Afhankelijke kinderen
Zoals in het theoretisch kader onderbouwd is, zouden ontziemaatregelen ook voor jonge werknemers een positief effect kunnen hebben op de baantevredenheid. Dit omdat deze voorzieningen er voor kunnen zorgen dat het werk beter te combineren is met de zorg voor kinderen. Aan de respondenten is dan ook gevraagd of zij de zorg dragen voor kinderen tot 18 jaar. Per categorie konden de respondenten aangeven hoeveel kinderen zij hebben. In de originele dataset zijn hier zeven variabelen van gemaakt. De eerste geeft weer of de
respondent kinderen tot 18 jaar heeft, deze wordt gebruikt in de analyse. Respondenten zonder kinderen zijn gehercodeerd naar waarde nul en daarmee de referentiegroep. Respondenten met kinderen zijn gehercodeerd naar waarde één. De rest heeft de waarde systemmissing gekregen. Door de hercodering ontstaat een dummy variabele waardoor deze te behandelen is als een intervalvariabele en geschikt is voor een multivariate regressie
16
analyse. Van de respondenten heeft een aanzienlijk deel kinderen tot 18 jaar, namelijk 37,6%. De ontziemaatregel “betaald verlof voor de zorg van een kind” lijkt hiermee goed aan te sluiten bij een groot gedeelte van de respondenten.
Inkomen
Om de variabele “inkomen” te meten is de respondent gevraagd hoeveel zij verdienen voor belastingaftrek en kortingen. Zij konden een keuze maken uit een van de veertien
categorieën. Omdat iedere categorie een verschillende range van inkomens weerspiegelt, is deze variabele gehercodeerd naar een lineaire variabele. Het gemiddelde van iedere
categorie is berekend. De eerste categorie heeft als antwoordmogelijkheid 3120 Engelse pond per jaar of minder. In dit onderzoek is er voor gekozen om het gemiddelde van 1 en 3120 dus 1560,5 te nemen. De afweging om als ondergrens 1 aan te houden is omdat een inkomen van 0 beschouwd kan worden als geen inkomen. Beide ondergrenzen zijn
theoretisch te onderbouwen. Doordat de overige categorieën positieve inkomens
vertegenwoordigen is er voor gekozen om de eerste categorie alleen uit positieve inkomens te laten bestaan. De keuze tussen 0 en 1 zal geen grote invloed hebben op de resultaten van de analyse. Categorie veertien heeft de waarde 54601 Engelse pond per jaar of meer. Deze categorie is gehercodeerd als de minimale waarde van de range, dus 54601 Engelse pond per jaar.
Veranderingen in het werk door financiële crisis
Doordat de WERS voor de zesde keer is afgenomen maar de laatste keer ten tijde van de financiële crisis kan dit invloed hebben op de baantevredenheid. Organisaties zullen zich moeten aanpassen aan de voor hen veranderende omgeving (Grant, 2013) waardoor werk kan en soms moet veranderen. Dit kan tot gevolg hebben dat baantevredenheid vermindert (Kuipers, Amelsvoort & Kramer, 2010). De respondenten werd gevraagd of door de recente financiële een of meerdere van de volgende veranderingen hen was overkomen in hun werk: De werkbelasting nam toe, mijn werk werd gereorganiseerd, overplaatsing naar ander werk, inkomen bevroren of gekort, secundaire arbeidsvoorwaarden werden versoberd, afname van de contractuele uren, betaald overwerken werd beperkt, gedwongen onbetaald verlof en de toegang tot trainingen werd beperkt.
Deze variabelen zijn gehercodeerd zodat nul de waarde “niet gebeurd” en een “wel gebeurd” vertegenwoordigt. Een overzicht van welke veranderingen hoe vaak voorkomen in
17
percentages, is te vinden in Tabel 4. Wat opvalt is dat ongeveer een derde van de
respondenten aangeeft dat hun loon is bevroren of gekort. Dit zou de relatief lage score op tevredenheid met loon kunnen verklaren. Daarnaast geeft iets meer dan een kwart aan dat de werkbelasting is toegenomen. De overige veranderingen komen individueel in minder dan 20% van de gevallen voor waarbij gedwongen onbetaald verlof het minst voorkomt, namelijk in 1,7% van de gevallen.
Tabel 4
Verdeling van mogelijk Baantevredenheid verminderende effecten in percentages
Niet gebeurd Wel gebeurd
Werkbelasting nam toe 73,6 26,4
Mijn werk werd gereorganiseerd 81,9 18,1 Overplaatsing naar ander werk, 94,6 5,4
Inkomen bevroren of gekort 67,3 32,7
Versoberde secundaire arbeidsvoorwaarden 94,7 5,3 Afname van contractuele uren, 96,1 3,9 Betaald overwerken werd beperkt 83,8 16,2
Gedwongen onbetaald verlof 98,3 1,7
Toegang tot trainingen werd beperkt 88,2 11,8 N = 21981
Zorg voor een langdurig zieke en langdurige gezondheidsproblemen van de respondent De respondenten is gevraagd of zij zorg dragen voor familie of vrienden die kampen met langdurige fysieke of psychische ziektes of beperkingen dan wel problemen hebben die gerelateerd kunnen worden aan een oude leeftijd. Hierbij kon de respondent aangeven of en zo ja hoeveel uur zij hieraan besteden per week. Deze variabele is gehercodeerd naar een dummy variabele waarbij nul de waarde “nee, geen zorg dragen” vertegenwoordigt.
Ook is de respondent gevraagd of zij kampen met ziektes of beperkingen die hun dagelijkse activiteiten belemmeren en waarvan ze verwachten dat deze minimaal 12
maanden duren. De respondenten konden antwoorden met nee, ja een beetje, ja veel. Deze variabele is wederom gehercodeerd in een dummy variabele waarbij 0 de waarde “nee” vertegenwoordigt. Bijna 20% van de respondenten draagt zorg voor een ander met een fysieke of psychische ziekte. Van de respondenten geeft 9,7% aan te kampen met een langdurige beperking, 19,7% geeft aan zorg te dragen voor familie of vrienden met een psychische of fysieke ziekte.
Het aantal werknemers binnen de organisatie
Er is in de regressie analyse gecontroleerd op de grootte van de organisatie, uitgedrukt in het aantal werknemers op de loonlijst. Baantevredenheid omvat onder andere de vragen: In
18
hoeverre werknemers tevreden zijn met de mate van bereikte doelen en hoeveel initiatief zij kunnen nemen in hun werk. Grote organisaties kennen over het algemeen ook een grotere arbeidsdeling. Doordat teams niet uit meer dan 12 personen dienen te bestaan om optimaal te kunnen werken (ibid.) zijn er in het algemeen meer teams in grote organisaties dan in kleine. Het aantal afhankelijkheden van andere teams is in grote organisaties dan ook hoger dan in kleinere organisaties (Ibid.). Afhankelijkheden bepalen voor een groot gedeelte de invulling van het werk. De verwachting is dat naarmate de organisatie groter is de
baantevredenheid afneemt.
Om te onderzoeken hoe groot de organisatie is, werd de tot nu toe gebruikte dataset samengevoegd met de vragenlijst van de managers. De managers werd gevraagd hoeveel werknemers er op het moment van afname op de loonlijst stonden. Zowel in de
werknemers- als ook in de managers-vragenlijst wordt een organisatie ID geregistreerd. Er is voor de werknemers een nieuwe variabele aangemaakt die de waarde vertegenwoordigt van de door de managers beantwoorde vraag: Hoeveel werknemers staan er op de loonlijst?
3.3 Onderzoeksmodel en methode
In dit onderzoek zullen de volgende twee modellen zoals te zien in Figuur 2 en Figuur 3 onderzocht worden. Het eerste model toont het onderzochte effect van ontziemaatregelen op baantevredenheid waarbij gecontroleerd wordt op de hierboven genoemde variabelen. Het tweede model voegt daar een interactie variabele aan toe.
Doordat de afhankelijke variabele een interval variabele is en de onafhankelijke variabelen na hercoderen dummy’s zijn, kunnen deze worden behandeld als interval
variabelen. De ordinary least square multivariate regressie analyse is geschikt om het effect van interval variabelen op een andere interval variabele te toetsen. Deze methode is dan ook gebruikt.
19
Figuur 2. Model 1 Effect van Ontziemaatregelen op Baantevredenheid
Figuur 3. Model 2 Effect Ontziemaatregelen op baantevredenheid met interactie variabele Leeftijd.
3.5 Betrouwbaarheid en validiteit
Doordat de papieren en online vragenlijsten dezelfde vragen bevatten, en omdat de
respondent alleen multiplechoice vragen kon beantwoorden is de meting goed te repliceren. Er is door de keuze voor een door de respondent zelf in te vullen vragenlijst ook geen
interviewer effect. De toon waarop de vragen gesteld worden zou de antwoorden van de respondent bijvoorbeeld kunnen beïnvloeden. Wat niet gevonden werd is hoe de online vragenlijst er uitzag. Vaak worden enkele vragen op het scherm getoond waarna de respondent door kan gaan naar de volgende pagina. Of hierbij een melding verscheen als vragen niet ingevuld waren is niet bekend. In hoeverre de twee vormen van de vragenlijsten overeenkomen is daardoor onduidelijk.
20
Zoals eerder te lezen laden de diverse vragen hoog op baantevredenheid. De Cronbach’s Alpha is eveneens hoog waardoor kan worden geconcludeerd dat hier sprake is van een hoge interne betrouwbaarheid. De verschillende items kunnen daarom goed worden samengevoegd tot een variabele.
Een nadeel van een zelf in te vullen gestructureerde vragenlijst is dat er niemand aanwezig is die de respondent kan helpen mocht deze de vraag niet snappen. Door de afwezigheid van de onderzoeker tijdens het invullen kan de respondent bijvoorbeeld verveeld raken door de vragen. De kans op niet of half ingevulde vragenlijsten neemt hierdoor toe. Volgens Bryman (2012) is een respons percentage van 50-59% eigenlijk nauwelijks acceptabel omdat de kans op een bias te groot wordt. De WERS2011 heeft een respons percentage van 50% en zit dan ook op de grens van het toelaatbare volgens Bryman. Of er een verschil is tussen de wel en niet deelnemende respondenten is moeilijk te bepalen. NatCen (2015) heeft hierover op haar website geen uitspraken staan.
Door de wijze waarop de steekproef getrokken is, waarbij kleine organisaties over vertegenwoordigd zijn, ontstaat er een probleem met de generaliseerbaarheid. Dit brengt ons bij de validiteit van dit onderzoek. Doordat diverse sectoren vooraf zijn uitgesloten kunnen de uitkomsten niet worden gegeneraliseerd naar deze sectoren. Ook is het maar de vraag in hoeverre de resultaten zijn te generaliseren naar werknemers in heel
Groot-Brittannië, wat in eerste instantie een van de doelen van de opdrachtgever van de
WERS2011 was, met een response percentage van 50%. NetCen (ibid.) biedt hiervoor een oplossing door een gewicht toe te voegen aan de dataset. Als deze variabele gebruikt wordt in de analyse wordt het mogelijk om terug te generaliseren naar de populatie. In dit
onderzoek is geen gebruik gemaakt van de gewichten. Generaliseerbaarheid naar de populatie is, strikt genomen, dan ook niet mogelijk.
21
4 Resultaten
Ouderen maken minder vaker gebruik van ontziemaatregelen dan jongeren (Tabel 5). Het verschil tussen jongeren en ouderen per gebruikte ontziemaatregel is klein, maximaal enkele procenten. Jongeren hebben vergeleken met ouderen vaker toegang tot een
ontziemaatregel terwijl zij hier geen gebruik van maken. Op het moment dat beide groepen geen toegang hebben tot de ontziemaatregel “betaald verlof zorg kind” is het verschil 5,7% en daarmee het hoogste percentuele verschil voor wat betreft de niet beschikbare
ontziemaatregelen.
Tabel 5
Verdeling van gebruikte en beschikbare Ontziemaatregelen voor Jongeren en Ouderen in percentages.
Jong Oud Geen toegang Toegang, geen gebruik Toegang en gebruik Geen toegang Toegang, geen gebruik Toegang en gebruik Flexibele werktijden 56,5 11,6 31,9 61,8 9,2 29,0 Gedeelde baan 79,9 15,1 5,0 82,5 12,9 4,5 Minder uren werken 58,5 32,3 9,2 62,9 27,6 9,5 Gecomprimeerde werkweek 71,5 19,5 9,0 75,4 14,8 9,8 Thuiswerken 77,2 7,1 15,7 79,5 6,1 14,4 Tijdens schooltijden werken 78,9 10,1 11,1 80,9 8,9 10,2 Betaald verlof zorg kind 45,0 41,0 14,0 50,7 36,6 12,7 N = 21981
Zoals te zien in Tabel 6 heeft 75% van de werknemers toegang tot tenminste 1 ontziemaatregel. Meer dan de helft heeft toegang tot twee of meer ontziemaatregelen. Ouderen hebben, vergeleken met jongeren, vaker geen toegang tot een ontziemaatregel, respectievelijk 28,5% en 23,2%. Als wij alleen naar de groep ouderen kijken zien wij dat minder dan 50% van deze groep toegang heeft tot twee of meer ontziemaatregelen. Waar in de literatuur geschreven wordt dat ouderenbeleid voornamelijk uit ontziemaatregelen bestaat (Ybema, Geuskens & Oude Hengel, 2009) is het opmerkelijk dat juist deze groep minder vaak de beschikking heeft over deze maatregelen vergeleken met jongeren.
Tabel 6
Aantal beschikbare ontziemaatregelen voor werknemers in percentages.
Aantal beschikbare ontziemaatregelen Jong en Oud Jong Oud
0 25,0 23,2 28,5 1 21,9 21,6 22,2 2 17,9 18 17,6 3 12,5 12,9 11,8 4 9,0 9,4 8 5 6,2 6,6 5,5 6 4,3 4,7 3,7 7 3,2 3,6 2,7 N =21981
22
Vervolgens is er getoetst welke effecten de zeven verschillende ontziemaatregelen op baantevredenheid hebben. Zoals te zien in Tabel 7.1 hebben alle zeven ontziemaatregelen, een positief effect op baantevredenheid. Er wordt onderscheidt gemaakt tussen toegang hebben tot de ontziemaatregel maar er geen gebruik van maken en er toegang toe hebben en gebruiken. De referentiegroep is de groep die geen toegang heeft tot de maatregel. Uit alle zeven regressie analyses blijkt dat toegang tot, maar niet gebruiken van de maatregel het grootste positieve effect heeft op baantevredenheid. Voor het overzicht worden de controle variabelen niet getoond, de complete tabellen inclusief controle variabelen (Tabel 11 tot en met Tabel 18) kunt U vinden in de bijlage.
In model A1, het effect van flexibele werktijden op baantevredenheid, zijn alle voorspellende variabelen op drie na significant op het niveau van p<0,01. De variabele versoberde secundaire arbeidsvoorwaarden, gedwongen onbetaald verlof en zorg voor langdurig zieke zijn significant op p<0,05. Voor het overzicht worden de controle variabelen niet getoond maar wel meegenomen in de analyse. Model A1 verklaart 1,3% van de
variantie in baantevredenheid. Het niet gebruiken maar wel de beschikking hebben over de voorziening flexibele werktijden heeft het grootste effect op baantevredenheid, een
toename van 1 ontziemaatregel “flexibele werktijden niet gebruikt” heeft tot gevolg dat de baantevredenheid met 0,384 stijgt. Zoals verwacht hebben de negen mogelijke
veranderingen in werk door de financiële crisis een negatief effect op de baantevredenheid. Hoe ouder werknemers worden hoe hoger de baantevredenheid is. Mannen hebben een lagere baan tevredenheid dan vrouwen. Het hebben van kinderen onder de 18 jaar verhoogt de baantevredenheid. Het effect van inkomen op baantevredenheid is bij benadering 0, dit verhoogt de baantevredenheid vrijwel niet.
Als wij naar het effect van de ontziemaatregel gedeelde baan op baantevredenheid kijken (Tabel 7.1) zien wij dat de controle variabele gedwongen onbetaald verlof niet significant is. De variabele versoberde secundaire arbeidsvoorwaarden is significant op p<0,05, de rest is significant op het niveau van p<0,01. De verklaarde variantie van baantevredenheid is in model B1 en B2 respectievelijk 0,9% en 13,2. Het niet gebruiken maar wel de mogelijkheid hebben om een baan te delen heeft het grootste positieve effect op baantevredenheid. Langdurige gezondheidsproblemen van de respondent hebben het grootste negatieve effect op baantevredenheid. Alle gemeten gevolgen van de financiële crisis hebben een negatief effect op de baantevredenheid.
23 Tabel 7.1
Het effect van zeven verschillende Ontziemaatregelen op Baantevredenheid
M A1 M A2 M B1 M B2 M C1 M C2 M D1 M D2 b Std. Error b Std. Error b Std. Error b Std. Error b Std. Error b Std. Error b Std. Error b Std. Error
Controle variabelen Nee Ja Nee Ja Nee Ja Nee Ja
Flexwerk wel toegang, geen gebruik ,384** ,026 ,361** ,025 Flexwerk gebruikt ,088** ,017 ,128** ,016
Gedeelde baan wel toegang, geen gebruik ,252** ,023 ,256** ,022 Gedeelde baan gebruikt ,227** ,039 ,246** ,037
Minder uren werken wel toegang, geen gebruik ,190** ,018 ,212** ,017
Minder uren werken gebruikt ,062* ,029 ,098** ,029
Gecomprimeerde week: wel toegang, geen gebruik ,256** ,021 ,273** ,020
Gecomprimeerde week: gebruikt ,162** ,029 ,188** ,027
Constante -,095 ,010 -,034 ,017 -,079 ,009 -,026 ,019 -,092 ,011 -,043 ,020 -,096 ,010 -,043 ,019
R2 ,013 ,137 ,009 ,133 ,007 ,133 ,010 ,138
N 16356 15156 14897 15307
* P<0,05 ** p<0,01
Tabel 7.2
Het effect van zeven verschillende Ontziemaatregelen op Baantevredenheid.
M E1 M E2 M F1 M F2 M G1 M G2 b Std. Error b Std. Error b Std. Error b Std. Error b Std. Error b Std. Error
Controle variabelen Nee Ja Nee Ja Nee Ja
Thuiswerken: wel toegang, geen gebruik ,400** ,030 ,337** ,029 Thuiswerken: gebruikt ,384** ,021 ,301** ,022
Tijdens schooltijden werken: wel toegang, geen gebruik ,169** ,027 ,164** ,025 Tijdens schooltijden werken: gebruikt ,318** ,026 ,242** ,026
Betaald verlof voor zorg kind, geen gebruik ,340** ,019 ,295** ,019
Betaald verlof voor zorg kind: gebruikt ,298** ,028 ,282** ,027
Constante -,117 ,009 ,049 ,018 -,081 ,009 -,017 ,019 -,208 ,013 -,082 ,022
R2 ,027 ,138 ,011 ,132 ,026 ,150
N 16998 15689 12596
24
De verklaarde variantie in model C1 (Tabel 7.1) van de ontziemaatregel minder uren werken op baantevredenheid is 0,7%. De verklaarde variantie in baantevredenheid in model C2 is 13,2%. De variabele ontziemaatregel minder uren werken gebruikt is significant op het niveau p<0,05. Wederom is de variabele “versoberde secundaire arbeidsvoorwaarden” niet significant. Wat opvalt is dat de negen gevolgen van de financiële crisis samen een groot negatief effect heeft op de baantevredenheid.
Zoals te zien in Tabel 7.1 zien wij een vergelijkbaar beeld voor wat betreft het effect van de ontziemaatregel “gecomprimeerde werkweek” op baantevredenheid als bij de ontziemaatregel “minder uren werken”. De verklaarde variantie in model D1 is 1,0%. Dit betekent dat slechts een klein gedeelte, net als bij de andere ontziemaatregelen, van de variantie in baantevredenheid wordt verklaard. Dit betekent tevens dat 99% van de variantie in baantevredenheid niet is verklaard. Model D2 heeft een verklaarde variantie in
baantevredenheid van 13,8%. Wat opvalt is dat de versoberde secundaire
arbeidsvoorwaarden hier wel significant is. Het effect van inkomen en aantal werknemers in een organisatie op baantevredenheid benaderen nul. Toegang hebben tot de
ontziemaatregel “gecomprimeerde werkweek”, maar die niet benut wordt, heeft een groter positief effect op baantevredenheid dan wanneer de maatregel wel benut wordt.
Het verschil tussen het al dan niet gebruiken van de ontziemaatregel “thuiswerken” op baantevredenheid is vrij klein. Waarbij het niet gebruiken, terwijl men wel toegang heeft tot deze voorziening, het grootste positieve effect heeft op baantevredenheid. De verklaarde variantie in baantevredenheid in model E1 is 2,6%. De verklaarde variantie in
baantevredenheid van model E2 is 13,6%. Alle variabelen zijn significant op het niveau van p<0,01. Langdurige gezondheidsproblemen hebben het grootste negatieve effect op
baantevredenheid. De mogelijkheid hebben, maar niet benutten, van thuiswerken heeft het grootste positieve effect op baantevredenheid.
Als we kijken naar de ontziemaatregel “tijdens schooltijden werken” (Tabel 7.2), zien wij een verschil met de andere ontziemaatregelen. Waar bij de andere ontziemaatregelen het niet gebruiken van de maatregel terwijl daar wel toegang tot is, voor een groter positief effect zorgt dan het gebruiken van de ontziemaatregel, is dit bij “tijdens schooltijden
werken“ anders. Het gebruiken van deze ontziemaatregel doet de baantevredenheid harder stijgen dan het niet gebruiken van de ontziemaatregel terwijl de mogelijkheid er wel is. De verklaarde variantie van model F1 en F2 is respectievelijk 1,1 en 13,1%. De variabele
25
versoberde secundaire arbeidsvoorwaarden is niet significant. Gedwongen onbetaald verlof is significant op p<0,05, de rest is significant op het niveau p<0,01.
Wat betreft het effect van de ontziemaatregel betaald verlof voor de zorg van een kind zien wij geen grote verschillen vergeleken met de andere ontziemaatregelen. De verklaarde variantie in model G1 is 2,6% en is hiermee de een na hoogst voorspellende ontziemaatregel van baantevredenheid. Model G2 heeft een verklaarde variantie van 14,9% in baantevredenheid en is hiermee, vergeleken met de andere regressie analyses, de meest verklarende.
Zoals te zien in Tabel 8 is vervolgens een regressie analyse uitgevoerd met alle zeven ontziemaatregelen tegelijk. Voor het overzicht is in de tabel alleen aangegeven of controle variabelen zijn meegenomen in de analyse. De meeste ontziemaatregelen zijn significant op het niveau van p<0,01. In model 1 is de ontziemaatregel “minder uren werken” niet
significant op het niveau van p<0,05. Dit betekent dat niet met 95% zekerheid gesteld kan worden dat het gemeten positieve effect zich ook in de populatie voordoet. Wat eveneens opvalt, en in contrast is met de voorgaande resultaten zoals te zien in Tabel 7.1 en 7.2, is dat enkele ontziemaatregelen een negatief effect hebben op baantevredenheid.
Als de respondent de mogelijkheid heeft om alleen tijdens schooltijden te werken maar deze mogelijkheid niet benut heeft dit een negatief effect op baantevredenheid.
Tabel 8
Het effect van 7 Ontziemaatregelen op Baantevredenheid.
M1 M2
b Std. Error b Std. Error
Controle variabelen Nee Ja
Flexwerk wel toegang, geen gebruik ,212** ,039 ,202** ,036 Flexwerk gebruikt -,076** ,026 ,007 ,025 Gedeelde baan wel toegang, geen gebruik ,073* ,035 ,096** ,033 Gedeelde baan gebruikt ,173** ,057 ,190** ,054 Minder uren werken wel toegang, geen gebruik ,050 ,029 ,075** ,027 Minder uren werken gebruikt -,026 ,043 ,012 ,041 Gecomprimeerde week: wel toegang, geen gebruik ,087** ,033 ,108** ,032 Gecomprimeerde week: gebruikt ,102* ,041 ,126** ,038 Thuiswerken: wel toegang, geen gebruik ,327** ,042 ,210** ,040 Thuiswerken: gebruikt ,433** ,031 ,289** ,032 Tijdens schooltijden werken: wel toegang, geen gebruik -,102** ,038 -,097** ,036 Tijdens schooltijden werken: gebruikt ,304** ,037 ,219** ,036 Betaald verlof voor zorg kind, geen gebruik ,210** ,024 ,190** ,023 Betaald verlof voor zorg kind: gebruikt ,176** ,035 ,188** ,033
Constante -,309 ,017 -,168 ,028
R2 ,068 ,179
* p<0,05 ** p<0,01 N=9499
Als deze laatste maatregel wel gebruikt wordt, heeft deze een positief effect op
baantevredenheid. Ook met het toevoegen van controle variabelen blijft het negatieve effect van de niet gebruikte maatregel significant en heeft vergeleken met de andere
26
ontziemaatregelen het grootste negatieve effect op baantevredenheid. Het lijkt er hiermee dan ook op dat werkgevers er verstandig aan doen om deze ontziemaatregel alleen aan te bieden aan werknemers die deze ook willen gebruiken.
Door het toevoegen van de controle variabelen, verandert het significant negatieve effect van de gebruikte ontziemaatregel “flexibele werktijden” in een positief niet significant effect. Ook de gebruikte ontziemaatregel “minder uren werken” is in model 2 niet
significant. Van de significante ontziemaatregelen in model 2 heeft “thuiswerken, gebruikt” het grootste positieve effect op baantevredenheid. Als deze ontziemaatregel met 1
toeneemt heeft dit tot gevolg dat baantevredenheid toeneemt met 0,293.
Naast de effecten van de verschillende ontziemaatregelen op baantevredenheid, is er ook getoetst of het effect van de zeven ontziemaatregelen op baantevredenheid voor
ouderen groter is dan voor jongeren. Een overzicht, inclusief de waarde van de controle variabelen kunt U vinden in de bijlage (Tabel 19 tot en met Tabel 26). Zoals te zien in Tabel 10.1 en 10.2, aan het eind van dit hoofdstuk, zijn geen van de interactie variabelen
significant op het niveau van p<0,05. Er is geen geloofwaardig bewijs gevonden voor het effect van de ontziemaatregelen op baantevredenheid voor ouderen anders is dan voor jongeren. Er is evenmin aangetoond dat dit verschil niet bestaat. Het verwerpen van de nulhypothese: “Er is geen verschil in effect”, is dan ook niet mogelijk. Uit Tabel 10.1 en 10.2 blijkt wel dat er een (klein) effect gemeten wordt. Vervolg onderzoek kan de (zoals in hoofdstuk 3) besproken gewichten gebruiken. Hierdoor zullen andere waardes gevonden worden en zijn de resultaten te generaliseren naar de populatie.
Als alle interactie variabelen tegelijk meegenomen worden in de regressie analyse (Tabel 9) zien wij dat de interactie variabele “Minder uren werken, geen gebruik*Leeftijd” wel significant is. Het is met 95% zekerheid te stellen dat het gevonden effect zich ook voordoet in de populatie. Als een oudere werknemer toegang heeft tot de ontziemaatregel “minder uren werken” maar hier geen gebruik van maakt heeft dit een negatief effect op de baantevredenheid vergeleken met jongeren. Ook na het toevoegen van de controle
variabelen blijft het effect van deze interactie variabele significant. Bijzonder is, zoals in het theoretisch kader beschreven, ouderenbeleid voornamelijk uit ontziemaatregelen bestaat. Juist de ontziemaatregel “minder uren werken, geen gebruik” heeft bij ouderen een negatieve invloed op de baantevredenheid. Een effect dat noch voor werkgever noch voor werknemer wenselijk lijkt.
27 Tabel 9
Effect van alle 7 interactie variabelen Ontziemaatregelen*Leeftijd op Baantevredenheid
M1 M2
b Std. Error b Std. Error
Controle variabelen nee ja
Flexwerk wel toegang, geen gebruik ,214** ,039 ,202** ,036 Flexwerk gebruikt -,075** 0,026 ,005 ,025 Gedeelde baan, geen gebruik 0,077* 0,035 ,097** ,033 Gedeelde baan gebruikt ,18** 0,057 ,190** ,054
Leeftijd ,052 0,029 ,076** ,027
Minder uren werken, geen gebruik -,026 0,043 ,012 ,041 Minder uren werken gebruikt ,092** ,033 ,109** ,032 Gecomprimeerde week, wel toegang, geen gebruik ,099* ,041 ,126** ,038 Gecomprimeerde week gebruikt ,324** ,042 ,207** ,040 Thuiswerken, geen gebruik ,432** ,031 ,288** ,032 Thuiswerken gebruikt -,103** ,038 -,097** ,036 Schooltijden wel toegang, geen gebruik ,304** ,037 ,216** .036 Schooltijden gebruikt ,214** ,024 ,192** ,023 Betaald verlof, wel toegang, geen gebruik ,181** ,035 ,189** ,033 Betaald verlof gebruikt ,117** ,022 ,149** ,022 Flexwerk geen gebruik*Leeftijd -,007 ,011 -,0060 ,011 Gedeelde baan geen gebruik*Leeftijd ,015 ,012 ,012 ,011 Minder uren werken geen gebruik*Leeftijd -,027* ,013 -,026* ,012 Gecomprimeerde week geen gebruik*Leeftijd ,006 ,012 ,005 ,012 Thuiswerken geen gebruik*Leeftijd -,018 ,010 -,016 ,010 Schooltijden geen gebruik*Leeftijd ,008 ,011 ,007 ,011 Betaald verlof geen gebruik*Leeftijd ,007 ,011 ,001 ,010
Constante -,352 ,018 -,169 ,028
R2 0,072 0,180
N 9499
28 Tabel 10.1
Effect van interactie variabelen Ontziemaatregelen*Leeftijd op Baantevredenheid
M A1 M A2 M B1 M B2 M C1 M C2 M D1 M D2 b Std. Error b Std. Error b Std. Error b Std. Error b Std. Error b Std. Error b Std. Error b Std. Error
Controle variabelen nee ja nee ja nee ja nee ja
Flexwerk wel toegang, geen gebruik ,390** ,026 ,362** ,025 Flexwerk gebruikt ,090** ,017 ,128** ,016 Leeftijd ,059** ,017 ,118** ,017 Flexwerk geen gebruik*Leeftijd ,009 ,008 ,004 ,008
Gedeelde baan, geen gebruik ,255** ,023 ,257** ,022 Gedeelde baan gebruikt ,229** ,039 ,247** ,037
Leeftijd ,077** ,018 ,128** ,018
Gedeelde baan geen gebruik*Leeftijd ,004 ,008 -,005 ,008
Minder uren werken, geen gebruik ,192** ,018 ,210** ,017
Minder uren werken gebruikt ,063* ,029 ,098** ,029
Leeftijd ,074** ,018 ,132** ,018
Minder uren werken geen gebruik*Leeftijd -,012 ,008 -,017* ,008
Gecomprimeerde week, wel toegang, geen gebruik ,261** ,021 ,273** ,020
Gecomprimeerde week gebruikt ,161** ,029 ,188** ,027
Leeftijd ,071** ,018 ,128** ,018
Gecomprimeerde week geen gebruik*Leeftijd ,003 ,008 -,001 ,008
Constante -,114 ,012 -,034 ,019 -,104 ,011 -,022 ,019 -,116 ,012 -,044 ,020 -,118 ,011 -,043 ,019
R2 ,014 ,138 ,011 ,133 ,009 ,133 ,011 ,138
N 16356 15156 14897 15307
29 Tabel 10.2
Effect van interactie variabelen Ontziemaatregelen*Leeftijd op Baantevredenheid
M E1 M E2 M F1 M F2 M G1 M G2 b Std. Error b Std. Error b Std. Error b Std. Error b Std. Error b Std. Error
Controle variabelen nee ja nee ja nee ja
Thuiswerken, geen gebruik ,401** ,030 ,336** ,029 Thuiswerken gebruikt ,385** ,021 ,301** ,022 Leeftijd ,058** ,017 ,118** ,017 Thuiswerken geen gebruik*Leeftijd -,006 ,008 -,005 ,007
Schooltijden wel toegang, geen gebruik ,172** ,027 ,164** ,025
Schooltijden gebruikt ,319** ,026 ,242** ,026
Leeftijd ,077** ,017 ,127** ,017
Schooltijden geen gebruik*Leeftijd ,009 ,008 ,003 ,008
Betaald verlof, wel toegang, geen gebruik ,344** ,019 ,295** ,019
Betaald verlof gebruikt ,302** ,028 ,282** ,027
Leeftijd ,093** ,019 ,139** ,020
Betaald verlof geen gebruik*Leeftijd ,003 ,009 -,005 ,008
Constante -,135 ,010 ,048 ,018 -,105 ,010 -,017 ,019 -,240 ,015 -,082 ,022
R2 ,027 ,138 ,012 ,132 ,028 ,15
N 16998 15689 12596
30
5 Conclusie & Discussie
Werknemers met een hogere baantevredenheid zijn waardevol voor werkgevers. Aan de hand van de resource-based view (Grant, 2013) en de theorie van het psychologisch contract (Blau, 1964) is deze waarde onderbouwd. De onderzoeksvraag die in dit onderzoek
beantwoord is luidt als volgt: Welk effect hebben de verschillende ontziemaatregelen op de baantevredenheid van werknemers en is dit effect voor ouderen anders dan voor jongeren?
De onderzoeksvraag is aan de hand van twee hypotheses getoetst. De eerste hypothese onderzoekt het effect van een ontziemaatregel op de baantevredenheid van de werknemers. Alle zeven ontziemaatregelen, los van elkaar getoetst, hebben een significant positief effect op baantevredenheid waardoor hypothese 1 kan worden aangenomen. De verklaarde variantie in baantevredenheid is beperkt. De ontziemaatregel “minder uren werken” heeft het laagste percentage verklaarde variantie (0,7%), “thuiswerken” scoort het hoogst met 2,7% verklaarde variantie. Als het effect van alle zeven ontziemaatregelen op baantevredenheid tegelijk getoetst wordt, is de verklaarde variantie in baantevredenheid 6,8%.
Wat ook in de resultaten naar voren komt is dat inkomen geen effect heeft op baantevredenheid. Dit lijkt in eerste instantie tegen het principe van het psychologisch contract in te gaan. Inkomen is echter vaak in collectieve arbeidsovereenkomsten vast gelegd (GOV.UK, 2014). Door de codificering van het inkomen verkrijgt het inkomen meer legitimiteit (Duyvendak & Otto, 2007). De interne billijkheid zoals besproken in het
distributive justice model (Gomez-Mejia, Balkin & Cardy, 2004) wordt wellicht als
rechtvaardig ervaren.
Daarnaast is onderzocht of het effect van ontziemaatregelen op baantevredenheid verschillend is voor ouderen dan voor jongeren (hypothese 2). Alle zeven interactie
variabelen ontziemaatregelen*leeftijd hebben geen significant effect op baantevredenheid als deze los van elkaar getoetst worden. Hieruit kunnen wij concluderen dat op zijn minst de nulhypothese (geen effect) niet verworpen kan worden. Het aannemen van de hypothese dat het positieve effect bij ouderen groter is dan jongeren in de populatie is hierdoor niet met zekerheid te stellen. In vervolgonderzoek kan de data gewogen worden waardoor de resultaten beter te generaliseren zijn naar de populatie. Een verklaring voor het niet vinden van een verschil in effect tussen jongeren en ouderen kan liggen in het feit dat ouderen met
31
een slechtere gezondheid zich vaker onttrekken aan het arbeidsproces (De Lange & van der Heijden, 2013). Hierdoor bevinden zij zich niet in de steekproef maar nog belangrijker, ook niet in de populatie. Terwijl een van de doelen van personeelsbeleid is, en van
ouderenbeleid in het bijzonder, om de inzetbaarheid van werknemers te verhogen (Otten, Arts, Siermann, & Ybema, 2010), en dus voor de populatie werknemers te behouden.
Robinson en Rousseau (1994) tonen aan dat bij 54,8% van de werknemers de werkgever zich niet aan het afgesproken psychologisch contract houdt. Werknemers die toegang hebben tot een ontziemaatregel maar hier geen gebruik van maken kunnen hierdoor, onterecht, de waarde van het psychologische contract te hoog inschatten. Jongeren hebben vaker dan ouderen toegang tot een ontziemaatregel zonder dat deze gebruikt wordt. Hierdoor overschat de groep jongeren de waarde van het psychologisch contract meer dan de groep ouderen. Dit kan een verklaring zijn waarom er bij ouderen geen groter positief effect wordt gevonden.
Wat betreft het onderzoek is de WERS2011 op dit moment de laatste in een reeks van zes grootschalige onderzoeken. Bijzonder aan deze laatste versie is de context, de financiële crisis. Waar Barnes met de resource-based view (Grant, 2013) organisaties
handvaten geeft om een competitieve voorsprong te creëren, wekken de negatieve effecten van de gevolgen van de financiële crisis op baantevredenheid de indruk dat de externe omgeving van een organisatie een grote invloed heeft. Door data van de WERS uit 2004 en 2011 te combineren, kan inzichtelijk worden gemaakt of ontziemaatregelen door de tijd heen een ander effect hebben op de baantevredenheid van werknemers dan uit dit onderzoekt blijkt en ook welke rol de organisatorische omgeving heeft.
Dit brengt ons tevens terug bij de theorie van het psychologisch contract (Coyle-Shapiro & Kessler, 2002). Het idee dat ouderen de invulling van het psychologisch contract als rechtvaardiger ervaren dan jongeren kan ook anders worden uitgelegd. Jongeren, die geen gebruik maken van ontziemaatregelen, zullen op latere leeftijd de ontziemaatregelen gemiddeld vaker wel gebruiken (Meer, Hooftman & Geuskens, 2014). De beschikbaarheid van de maatregel is dan reeds voldoende om de mate van baantevredenheid van jongeren op hetzelfde niveau als die van ouderen te brengen. De redenatie dat de invulling van het psychologisch contract voor jongeren minder waard is vergeleken met dat van de ouderen kan worden betwist omdat ouderen in het verleden ook een minder waardevol contract hadden. De interne en externe billijkheid is daardoor voor jongeren en ouderen hoog
32
(Gomez-Mejia, Balkin & Cardy, 2004). Daarnaast blijkt dat juist jongeren vergeleken met ouderen vaker toegang hebben tot ontziemaatregelen zonder dat deze worden gebruikt. De inleg van de werkgever in het psychologisch contract van de jongeren is hierdoor hoger dan bij ouderen. Terwijl de inleg van de werkgever voor ouderen juist hoger is op het moment dat de werknemer gebruik maakt van de ontziemaatregel.
Werknemers beschikken vaak over meerdere ontziemaatregelen tegelijkertijd. Een klein gedeelte van de werknemers beschikt over zes of zeven van de gemeten
ontziemaatregelen. De verschillende ontziemaatregelen kunnen daarom ook niet als een geheel worden beschouwd. Waar het aanbieden van een enkele ontziemaatregel een kleine toename in baantevredenheid veroorzaakt zal vervolgonderzoek moeten uitwijzen welke combinaties van ontziemaatregelen het grootste positieve effect hebben op
33
Literatuur:
Blau, P. M. (1964). Exchange and power in social life. Transaction Publishers.
Bourne, B. (1982). Effects of aging on work satisfaction, performance and motivation. Aging
& Work.
Bryman, A. (2012). Social research methods. Oxford university press.
CBS. (2004). Economie EU-25: groter, meer divers, maar minder rijk. Geraadpleegd op 20 maart 2015 via
http://www.cbs.nl/nl-NL/menu/themas/macro-economie/publicaties/artikelen/archief/2004/2004-1445-wm.htm
Coyle-Shapiro, J. A. M., & Kessler, I. (2002). Exploring reciprocity through the lens of the psychological contract: Employee and employer perspectives. European Journal of Work and
Organizational Psychology, 11(1), 69-86.
De Cuyper, N., Van der Heijden, B. I., & De Witte, H. (2011). Associations between perceived employability, employee well-being, and its contribution to organizational success: a matter of psychological contracts?. The international journal of human resource management,
22(07), 1486-1503.
De Lange, A. H., & van der Heijden, B. I. J. M. (2013). Duurzame inzetbaarheid en ouder worden op het werk: Bent u of is de werknemer aan zet?.
Duncan, C., & Loretto, W. (2004). Never the right age? Gender and age‐based discrimination in employment. Gender, Work & Organization, 11(1), 95-115.
Duyvendak, J. W., & Otto, M. (2007). Sociale kaart van Nederland: over maatschappelijke
instituties. Uitgeverij Boom.
Gomez-Mejia, L. R., Balkin, D. B., & Cardy, R. L. (2004). Managing human resources. Upper Saddle River: Prentice Hall.
GOV.UK (2014). Geraadpleegd op 2 juni 2015 via https://www.gov.uk/working-with-trade-unions/collective-bargaining
Grant, R. M. (2013). Contemporary strategy analysis and cases: text and cases. John Wiley & Sons.
Igalens, J., & Roussel, P. (1999). A study of the relationships between compensation package, work motivation and job satisfaction. Journal of Organizational Behavior, 20(7), 1003-1025. Kooij, D., Dikkers, J., Jansen, P. G., & van den Broek, J. (2013). Human Resource beleid, duurzame inzetbaarheid en oudere werknemers.
Kösters, L., Den Boer, P., & Lodder, B. (2009). CBS-berichten: Veranderingen in de
arbeidsparticipatie in Nederland sinds 1970 [Changes in labor market participation in the Netherlands since 1970]. Tijdschrift voor Arbeidsvraagstukken [Journal for Labor Issues], 25, 312-317.
34
McEvoy, G. M., & Cascio, W. F. (1989). Cumulative evidence of the relationship between employee age and job performance. Journal of applied psychology, 74(1), 11.
Meer, L., Hooftman, W., & Geuskens, G. (2014). Ontzie-en stimuleringsmaatregelen die de
duurzame inzetbaarheid van oudere werknemers beogen te bevorderen: resultaten van de STREAM studie (No. R11091). TNO.
NatCen (2015). About NatCen Social Research. Geraadpleegd op 2 juni 2015 via http://www.natcen.ac.uk/about-us/about-natcen-social-research/
Nelissen, J. H. M. (1987). Leeftijd en inkomen. Bevolking en Gezin, 16(3), 53-71.
Van der Hulst, A. (2015, 6 januari). Werkgevers willen dat ouderen een stap terug doen voor de jongeren. NRC Handelsblad. Geraadpleegd via http://www.nrc.nl
Maas, E. van der & Vaandrager, L. (2005). Gezond werken tot je 67ste. Overzichtsrapport
maatregelen in Nederland. Woerden: NIGZ- Werk & Gezondheid.
OECD. (2005). Ageing and Employment Policies. Netherlands. OECD.
Otten, F., Arts, K., Siermann, C., & Ybema, J. F. (2010). Vijftigplussers op de arbeidsmarkt.
Sociaal-economische trends, 2, 2010.
Rhodes, S. R. (1983). Age-related differences in work attitudes and behavior: A review and conceptual analysis. Psychological bulletin, 93(2), 328.
Robinson, S. L., & Rousseau, D. M. (1994). Violating the psychological contract: Not the exception but the norm. Journal of organizational behavior, 15(3), 245-259.
Ybema, J. F., Geuskens, G., & Oude Hengel, K. (2009). Oudere werknemers en langer doorwerken. Secundaire analyses van de NEA, het NEA-cohortonderzoek en de WEA.
Hoofddorp: TNO Kwaliteit van Leven.
UK data service (2015). Geraadpleegd op 28 mei 2015 via
http://nesstar.ukdataservice.ac.uk/webview/index.jsp?v=2&mode=documentation&submod e=abstract&study=http://nesstar.ukdataservice.ac.uk:80/obj/fStudy/7226&top=yes
UK data service (2015). Geraadpleegd op 3 april 2015 via
http://nesstar.ukdataservice.ac.uk/webview/index.jsp?v=2&mode=documentation&submod e=abstract&study=http://nesstar.ukdataservice.ac.uk:80/obj/fStudy/7226&top=yes
35
Bijlage
Tabellen
Tabel 11
Regressie analyse Ontziemaatregel Flexibele werktijden en Baantevredenheid.
M1 M2
b Std. Error b Std Error Flexwerk wel toegang, geen gebruik ,384** ,026 ,361** ,025 Flexwerk gebruikt ,088** ,017 ,128** ,016
Leeftijd ,118** ,017
Geslacht -,199** ,016
Afhankelijke kinderen ,076** ,016
Inkomen ,000** ,000
Werkbelasting nam toe -,226** ,019
Werk werd gereorganiseerd -,185** ,022
Overplaatsing naar ander werk -,268** ,033
Inkomen bevroren of gekort -,201** ,017
Versoberde secundaire arbeidvoorwaarden -,074* ,033
Afname contractuele uren -,132** ,040
Betaald overwerk werd beperkt -,229** ,021
Gedwongen onbetaald verlof -,146* ,058
Toegang tot trainingen werd beperkt -,282** ,023
Zorg voor langdurig zieke -,049* ,019
Heb je langdurige gezondheidsproblemen -,282** ,025 Aantal werknemers organisatie ,000** ,000
Constant -,095 ,010 -,034 ,019
* p<0,05 **p<0,01, N = 16356
Tabel 12
Regressie analyse Ontziemaatregel Gedeelde baan en Baantevredenheid.
M1 M2
b Std Error b Std. Error Gedeelde baan wel toegang, geen gebruik ,252** ,023 ,258** ,022 Gedeelde baan gebruikt ,227** ,039 ,247** ,037
Leeftijd ,128** ,018
Geslacht -,193** ,016
Afhankelijke kinderen ,064** ,016
Inkomen ,000** ,000
Werkbelasting nam toe -,222** ,020
Werk werd gereorganiseerd -,199** ,023
Overplaatsing naar ander werk -,240** ,035
Inkomen bevroren of gekort -,207** ,018
Versoberde secundaire arbeidvoorwaarden -,068* ,034
Afname contractuele uren -,113** ,041
Betaald overwerken werd beperkt -,228** ,022
Gedwongen onbetaald verlof -,109 ,062
Toegang tot trainingen werd beperkt -,271** ,024
Zorg voor langdurig zieke -,055** ,020
Heb je langdurige gezondheidsproblemen -,273** ,027 Aantal werknemers organisatie ,000** 0,000
Constant -,079 ,009 -,021 ,019
