Inkomens van scholieren uit baantjes
Een analyse van verschillen tussen meisjes en jongens
Al op jonge leeftijd maken jongeren tegenwoordig kennis met de arbeidsmarkt. Steeds meer scholieren verdienen een inkomen uit bijbaantjes tijdens de schoolperiode of uit vakantiewerk. Zo had in 1992 47% van de leerlingen in het voortgezet onderwijs een bijbaantje en 46% een vakantiebaantje. In 1984 gold dit nog voor 42% respectievelijk 36% van de scholieren (De Zwart et al. 1985). Het werk dat de scholie ren verrichten is zeer uiteenlopend. Populaire baantjes zijn krantenbezorgen, babysitten, en werken in de agrarische sector.
Uit het Scholierenonderzoek 1992 blijkt dat jon gens hogere inkomsten1 hebben uit bijbaantjes en vakantiewerk dan meisjes. In dit artikel wordt gepoogd een beeld te schetsen van de ach tergronden van deze verschillen. Nagegaan wordt of dergelijke verschillen te maken hebben met de participatie (in uren) aan dit soort activi teiten of aan verschillen in uurloon. Nadat the oretische verklaringen voor verschillen in uur loon zijn besproken, wordt aan de hand daarvan de invloed van verschillende achtergrondvaria- belen op de hoogte van het uurloon onderzocht. Voor dit artikel is gebruik gemaakt van gege vens van het Scholierenonderzoek 19922, een enquête onder ruim 15.000 scholieren in het voortgezet onderwijs (lbo, mbo, mavo, havo, vwo). Het Scholierenonderzoek bevat gegevens over onder meer de inkomsten en uitgaven van scholieren, hun toekomstverwachtingen, poli tieke voorkeur, gezondheid en welbevinden.
Aangezien de inkomensgegevens van sommige respondenten duidelijk als onbetrouwbaar moeten worden beschouwd (onwaarschijnlijk lage of hoge inkomens en/of aantal uren werk) zijn de hier ge presenteerde uitkomsten geschoond. Responden ten die behoren tot de onderste en bovenste 5%- uurloongroepen, zijn verwijderd.
Verschillen in inkomsten tussen jongens en meisjes
Jongens hebben significant vaker dan meisjes verdiensten uit bijbaantjes tijdens normale schoolweken (51% versus 44%). Hetzelfde geldt voor inkomsten uit vakantiewerk (51% van de jongens versus 42% van de meisjes) (Beker &. Merens, 1994: 59). Van de scholieren die bij baantjes hebben, verdienen jongens gemiddeld ƒ 222,72 per maand en meisjes ƒ 162,07. Omge rekend per maand komen de inkomsten uit va kantiewerk voor jongens op ƒ 80,37 en voor meisjes ƒ 56,68. De maandelijkse inkomsten van meisjes uit bijbaantjes en vakantiebaantjes bedragen dus 73% respectievelijk 71% van de inkomsten van jongens. Deze verschillen zijn voor een deel terug te voeren op verschillen in participatie: jongens werken meer uren in bij baantjes en vakantiewerk dan hun vrouwelijke leeftijdsgenoten, namelijk 38,5 tegenover 32,2 uren resp. 13,8 tegenover 10,9 uren per maand.
Na correctie voor verschillen in participatie, resteert een verschil in uurloon. Jongens ont vangen uit baantjes tijdens normale schoolwe ken gemiddeld ƒ 6,13 per uur, meisjes ƒ 5,21. Voor vakantiewerk bedraagt het uurloon van
* Drs. Ans Merens is werkzaam als wetenschappelijk onderzoeker op het Sociaal en Cultureel Planbureau. Zij dankt Erna Hooghiemstra en Marry Niphuis-Nell voor hun commentaar op een eerdere versie van dit artikel en Jeroen Boelhouwer voor zijn statistische adviezen.
jongens ƒ 6,05 en voor meisjes ƒ 5,45. Anders geformuleerd, voor baantjes tijdens de schoolpe riode ontvangen meisjes 85% van het uurloon van jongens en tijdens de vakantieperiode be draagt dit 90%. In het vakantiewerk lopen de inkomsten van jongens en meisjes dus minder uiteen dan voor de bijbaantjes het geval is. Ver der wordt duidelijk dat de verschillen in het va kantiewerk voor bijna tweederde (19/29) en die voor de bijbaantjes voor 44% (12/27) zijn gere duceerd door correctie voor het aantal gewerkte uren. De verhouding tussen de uurlonen van meisjes en jongens lijkt weinig aan verandering onderhevig; uit het Scholierenonderzoek 1984 kwamen ongeveer dezelfde verschillen in uurlo nen naar voren als in 1992 (Hagenaars & De Zwart, 1987).
Voor een vergelijkbare leeftijdsgroep binnen de beroepsbevolking3, namelijk 16-24 jaar4, ligt de verhouding tussen de uurlonen iets gunstiger dan voor de scholieren: in 1992 verdienden vrouwen in deze leeftijd 92% van het bruto-uur- loon van mannen5. Voor de totale 'volwassen' beroepsbevolking geldt een veel groter verschil in uurbeloning: de verhouding tussen de uurlo nen van vrouwen en mannen bedroeg in 1992 76%6 (CBS, 1994: p. 61).
Theoretische verklaringen
De vraag rijst aan welke factoren de verschillen in uurlonen tussen meisjes en jongens kunnen worden toegeschreven. Aangezien er (nog) geen afzonderlijke theorie over de arbeidsmarkt voor bijbaantjes van scholieren bestaat, zijn mogelij ke theoretische verklaringen vooral ontleend aan theorieën die betrekking hebben op de regu liere arbeidsmarkt. De volgende vier verklarin gen voor de verschillen in uurlonen zijn denk baar. Leeftijd is een belangrijke determinant voor de hoogte van minimumjeugdlonen. Ver ondersteld mag worden dat baantjes van scho lieren op of niet ver boven dit niveau worden beloond. Verschillen in leeftijdsopbouw tussen meisjes en jongens met baantjes zouden aldus verantwoordelijk kunnen zijn voor verschillen in beloning.
Volgens de 'human capital'-theorie vormen voor werkgevers scholingsniveau en ervaring van werknemers indicatoren voor hun produkti- viteit. Verschillen in menselijk kapitaal (tussen mannen en vrouwen maar ook tussen andere
groepen) leiden daardoor tot verschillen in belo ning. Uit het proefschrift van Schippers (1987) komt naar voren dat ongeveer de helft van de beloningsverschillen tussen mannen en vrou wen te verklaren is uit verschillen in oplei dingsniveau en werkervaring. Het is denkbaar dat deze factoren voor scholieren ook een rol spelen, zij het in beperkte mate; de werkerva ring zal voornamelijk uit stage-ervaring bestaan en de verschillen in opleidingsniveau tussen jongens en meisjes van deze leeftijd zijn niet zo groot als bij de oudere beroepsbevolking. Boven dien hebben de meeste scholieren (behalve mbo'ers) nog geen diploma, zodat de betekenis van de opleiding die ze volgen gering is.
Ook andere factoren die een rol spelen voor de 'volwassen' beroepsbevolking kunnen van toepassing zijn op de scholieren met baantjes. Mannen en vrouwen werken doorgaans op ver schillende functieniveaus en in verschillende beroepsgroepen. De scheiding tussen beroeps groepen ofwel horizontale segregatie is zo sterk dat voor een deel van de beroepen met recht kan worden gesproken over 'vrouwenberoepen' en 'mannenberoepen'. Zo worden beroepen als secretaresse en typiste voor 100% door vrou wen uitgeoefend, huishoudelijke en verzorgen de beroepen kennen een aandeel van 97% vrou wen. Technische beroepen als elektromonteurs, loodgieters en metselaars worden voor 94 tot 100% door mannen uitgeoefend (Hooghiemstra &. Niphuis-Nell, 1993: p. 79). Verder geldt dat vrouwen in een kleiner aantal beroepen zijn ge concentreerd dan mannen. Deze concentratie, ook wel 'crowding' genoemd, heeft consequen ties voor de loonvorming. 'Crowding' leidt tot een relatief aanbodoverschot van vrouwen in een klein aantal vrouwenberoepen. Hierdoor komt het loonpeil lager te liggen dan dat in mannenberoepen waar geen sprake is van een aanbodoverschot. Anders geformuleerd, als de verdeling van mannen en vrouwen over de ver schillende beroepen meer gelijk zou zijn, dan zouden de loonvoeten van de beroepen die man nen en vrouwen uitoefenen, minder sterk uit eenlopen7.
Ten slotte mag niet worden uitgesloten dat ook directe beloningsdiscriminatie van de kant van werkgevers een rol speelt. Hiervan is sprake als mannen en vrouwen voor gelijke of gelijk waardige arbeid geen gelijke beloning ontvan gen. Hoewel dit verschijnsel sinds 1975 bij wet is verboden, komt dit nog steeds voor
(Loon-Tabel 1 Soorten bijbaantjes tijdens schoolperiode en soorten vakantiebaantjes naar geslacht, in % van scholieren met baantjes3 en (tussen haakjes) in aandelen van jongens en meisjes per beroep (na correctie voor onderste en bovenste 5%-uurloongroepen)
bijbaantjes vakantiebaantjes
jongens meisjes jongens meisjes
Werkt in winkel/supermarkt 23 (45) 32 (55) 17 (41) 28 (59) Werkt thuis in zaak/boerderij 11 (62) 8(38) 10 (58) 8(43) Werkt in horeca 12 (49) 14(51) 10(45) 14 (55) Werkt in agrarisch bedrijf 14 (80) 4(20) 28 (63) 19 (37)
Doet thuiswerk 1 (50) 2(50) 4(56) 4 (44) Werkt op kantoor 1 (50) 2(50) 4(39) 7(61) Werkt in fabriek 6(79) 2(21) 18 (67) 10(32) Werkt in garage 4(86) 1 (14) 3 (89) b Werkt in bouwvak 3 (96) b 7(96) b Werkt in transportbedrijf 3 (95) b 4(86) b Werkt in schoonmaakbedrijf 3 (48) 5 (54) 4(37) 7(63) Wast auto's 12 (69) 6(31) 5(70) 3 (30) Past op/babysit 10(18) 52 (83) 4(18) 20 (82) Huishoudelijk werk/ boodschappen 4(24) 16(76) 2 (19) 8 (81) Bezorgt kranten/folders 33 (69) 17(31) 15(67) 9(33) Bijzondere karweitjes/ klusjes in huis 16(61) 11 (39) 10(65) 6(34)
(N) (3116) (2848) (3034) (2574)
a Percentages sommeren niet tot 100% doordat een deel van de scholieren meer dan één baantje heeft. b Aantal respondenten kleiner dan 25.
Bron: Scholierenonderzoek 1992
technische dienst, 1988). Directe discrimineren de beloningsverschillen moeten worden onder scheiden van indirecte beloningsverschillen. Met dit laatste wordt bedoeld dat vrouwen een even hoog loon als mannen ontvangen, terwijl vrouwen op hogere functieniveaus werkzaam zijn of over meer menselijk kapitaal (in de vorm van opleiding en ervaring) beschikken dan man nen. Uit het eerder aangehaalde proefschrift van Schippers blijkt dat 8 tot 12 procentpunten van het totale beloningsverschil (zijnde 25%) tussen mannen en vrouwen op rekening van directe be- loningsdiscriminatie kan worden geschreven. Beroepssegregatie
Op de segregatie tussen beroepen zal nu nader worden ingegaan. Het Scholierenonderzoek be vat geen gegevens over de functieniveaus waar op scholieren werkzaam zijn, maar alleen over het soort werk dat wordt verricht, hetgeen een
indruk geeft van de 'beroepen' die door de scho lieren worden uitgeoefend. Van de scholieren met bijbaantjes heeft een behoorlijke groep (47%) meer dan één baantje. Voor de vakantie- werkers geldt dat voor 31%.
Tabel 1 geeft een overzicht van de werkzaam heden die scholieren verrichten. Daaruit komt naar voren dat de verdeling van jongens en meisjes in sommige soorten baantjes niet gelijk matig is; er is dus sprake van segregatie. Meisjes zijn sterk oververtegenwoordigd in babysitbaan- tjes en ze werken vaker dan jongens in het huis houden; daarnaast werken ze in de vakanties vaker in een winkel, op kantoor en in een schoonmaakbedrijf. Jongens hebben relatief va ker een baantje als krantenbezorger, in een agra risch bedrijf, in een fabriek of ze wassen auto's. Verder zijn baantjes in een garage, in de bouw of in het transport duidelijk het domein van jon gens; meisjes zijn hier niet of nauwelijks te vin den. Deze uitkomsten komen grotendeels over een met die ontleend aan het
Scholierenonder-Tabel 2 Gemiddelde uurlonen van scholieren met één baantje naar soorten bijbaantjes en vakantiebaantjes naar geslacht, in guldens (na correctie voor onderste en bovenste 5%-uurloongroepen)
jongens bijbaantjes meisjes vakantiewerk jongens meisjes werkt in winkel/supermarkt 5,40 4,84 5,59 5,48 werkt thuis in zaak/boerderij 5,50 5,42 5,27 4,57
werkt in horeca 6,45 6,23 6,63 5,96
werkt in agrarisch bedrijf 5,57 5,76 5,70 4,98
doet thuiswerk 5,77 5,32 a a werkt op kantoor a a 6,71 5,44 werkt in fabriek 6,73 5,54 6,19 5,10 werkt in garage 5,58 a 5,86 a werkt in bouwvak 7,06 a 6,15 a werkt in transportbedrijf 7,64 a 6,12 a werkt in schoonmaakbedrijf 7,53 6,94 6,58 5,54 wast auto's 6,65 5,88 a a past op/babysit 4,79 4,42 a 4,88 huishoudelijk werk/ boodschappen a 6,00 a 5,26 bezorgt kranten/folders 7,14 6,49 7,43 6,59 bijzondere karweitjes/ klusjes in huis 6,28 5,03 6,40 5,79 totaal gemiddeld 6,27 5,26 6,05 5,42 (N) (1795) (1349) (2111) (1755)
a Aantal respondenten kleiner dan 10. Bron: Scholierenonderzoek 1992
zoek 1990 (Niphuis-Nell, 1992: p. 100-101). De parallellen8 met de beroepssegregatie van man nen en vrouwen in de totale beroepsbevolking mogen duidelijk zijn: meisjes zijn oververtegen woordigd in verzorgende, huishoudelijke en dienstverlenende (winkel, horeca) beroepen, jon gens in ambachtelijke, industriële of transport- functies.
Het is de vraag of de hier geschetste segregatie tussen jongens- en meisjes (mede) een verkla ring kan vormen voor de eerder geconstateerde verschillen in uurlonen. De door de scholieren verstrekte gegevens over hun inkomsten en aan tal uren werk zijn totaalgegevens; zij zijn niet gespecificeerd per baantje. Daardoor is het voor degenen die meer dan één baantje hebben niet mogelijk de inkomsten toe te rekenen aan de verschillende soorten baantjes. Inhoudelijk ge zien is het dus niet zinvol voor elk soort baantje het gemiddelde uurloon van alle respondenten te berekenen, dat is alleen voor de respondenten met één baantje het geval. Om die reden is be
sloten om de hierna volgende analyse te beper ken tot de scholieren met één baantje. De hier onder gepresenteerde uitkomsten hebben dus géén algemene geldigheid voor alle schoolgaan de jongens en meisjes met baantjes. Dit is met name het geval voor de scholieren met bijbaan tjes omdat degenen met één en degenen met meerdere baantjes in een aantal opzichten van elkaar verschillen. Zo hebben meisjes vaker dan jongens meerdere bijbaantjes (51% tegenover 42%), is de segregatie in de groep met één bij baantje sterker en is de gemiddelde uurbeloning in deze groep hoger. De scholieren met één en met meerdere vakantiebaantjes verschillen al leen op het punt van segregatie; deze is in de eerste groep iets sterker.
Uit het Scholierenonderzoek blijkt dat meisjes beroepen een gemiddeld lagere beloning per uur kennen dan jongensberoepen. Dit zou er inder daad op kunnen wijzen dat de segregatie samen hang vertoont met de beloning. Daarnaast komt
Tabel 3 Uurlonen uit bijbaantjes en vakantiewerk van scholieren naar leeftijd, geslacht, schooltype en soort beroep in een variantie-analysemodel
uurloon uit baantjes
uurloon uit vakantiewerk
geslacht sign. sign.
jongen 6,05 5,98
meisje 5,55 5,50
bèta .10 .08
leeftijd sign. sign. 12-14 jaar 5,41 5,20 15-17 jaar 5,73 5,65 18-21 jaar 6,93 6,93 bèta .18 .16 schooltype sign. lbo 5,66 5,72 mbo 5,86 5,79 mavo 5,68 5,70 havo 5,82 5,77 VW O 6,28 5,84 bèta .08 .02
aandeel van meisjes
in baantjes sign. sign. < % meisjes 6,57 6,13 34-67% meisjes 5,57 5,65 >67% meisjes 4,91 5,19 bèta .24 .08 totale gemiddelde 5,83 5,76 sign.isignificantieniveau p.05 Bron: Scholierenonderzoek 1992
uit Tabel 2 naar voren dat in de meeste beroe pen jongens een hoger uurloon verdienen dan meisjes. Deze constatering geldt zowel voor jon gens- als meisjesberoepen. Ook de omvang van het verschil varieert niet systematisch met de concentraties van jongens en meisjes in de be roepen. Bij de loonvorming spelen dus ook ande re factoren dan segregatie een rol. Verder kan uit Tabel 2 worden afgeleid dat voor wat betreft de bijbaantjes tijdens de schoolperiode meisjes 84% van het uurloon van jongens verdienen. Voor de vakantiebaantjes ligt deze verhouding iets hoger: bijna 90%.
Analyse van verschillen naar uurloon
Met behulp van een variantie-analyse (ANOVA)
is vervolgens nagegaan welke factoren van in vloed zijn op de verschillen in uurloon tussen jongens en meisjes en wat het gewicht is van de verschillende factoren. Als variabelen zijn in het model opgenomen: leeftijd, geslacht, schooltype (als indicator voor human Capital) en concentratie van meisjes in de verschillende be roepen (als indicator voor segregatie). Over werkervaring als mogelijke andere indicator voor human Capital zijn geen gegevens bekend. In een variantie-analysemodel wordt bij de bere kening van de uurlonen van de verschillende subgroepen van variabelen steeds gecontroleerd voor de invloed van de overige variabelen teza men. Bij de berekening van de uurlonen van jongens en meisjes zijn steeds groepen respon denten vergeleken die wat betreft leeftijd, schooltype en concentratie met elkaar overeen stemmen. Daarmee is de invloed van bijvoor beeld verschillen in leeftijdsopbouw tussen jon gens en meisjes op de hoogte van het uurloon uitgeschakeld.
Aan de hand van de gegevens over de concen tratie van meisjes en jongens zijn de 16 eerder genoemde beroepen samengevoegd tot één vari abele die de concentratie van meisjes (en daar mee automatisch van jongens) in de verschillen de beroepen weergeeft. Deze variabele kan drie waarden aannemen, te weten een aandeel van meisjes van minder dan 33% (beroepen waar overwegend jongens werkzaam zijn), een aan deel van meisjes tussen 33% en 67% (gemengde beroepen) en een aandeel van meisjes van meer dan 67% (beroepen waarin hoofdzakelijk meis jes werken).
In Tabel 3 zijn voor alle variabelen de gecorri geerde uurlonen weergegeven die met behulp van de variantie-analyse zijn berekend. Ook zijn vermeld de bèta's, coëfficiënten die na correctie voor de overige variabelen gezamenlijk de sterk te van het verband tussen elke variabele afzon derlijk en het uurloon weergeven9. In het kader van dit artikel wordt nu voornamelijk ingegaan op het verband tussen geslacht en uurloon. Uit Tabel 3 valt af te
leiden dat de verschillen in gecorrigeerde uurlo nen tussen jongens en meisjes kleiner zijn dan de eerder genoemde verschillen in waargeno men uurlonen. Het verschil is het grootst voor de uurlonen uit bijbaantjes. Jongens verdienen, gecorrigeerd voor andere factoren, ƒ 6,05 per uur, meisjes ƒ 5,55. Het gecorrigeerde uurloon
van meisjes bedraagt nu bijna 92% van dat van jongens. De verhouding tussen waargenomen uurlonen van meisjes en jongens is, zoals eerder vermeld, 84%. Door te corrigeren voor andere factoren is blijkbaar de helft (8/16) van het loon- verschil tussen jongens en meisjes uitgescha keld. Alle opgenomen variabelen vertonen een significante samenhang met de hoogte van het uurloon. De invloed van de concentratie-varia- bele op het uurloon van baantjes is verreweg het sterkst (bèta=0.24). Meisjesberoepen leveren, net als hun volwassen pendanten, gemiddeld een lagere beloning op dan jongensberoepen. Conform de 'crowding'-theorie blijkt een hoger aandeel van vrouwen samen te gaan met een la gere uurbeloning. De segregatie die onder scho lieren met een baantje bestaat, kan dus een deel van de beloningsverschillen verklaren. Daar naast speelt leeftijd een, zij het iets minder be langrijke, rol bij deze verklaring (bèta=. 18).
Zoals gezegd, resteert na correctie voor andere factoren nog een verschil in uurloon uit bijbaan tjes tussen jongens en meisjes. Met andere woorden, als jongens en meisjes gelijke kenmer ken (wat betreft leeftijd, schooltype en concen tratie in beroepen) zouden vertonen, zouden zij ƒ 6,05 resp. ƒ 5,55 verdienen. De variantie-ana- lyse laat zien dat geslacht zelf ook in niet gerin ge mate samenhangt met de hoogte van het uur loon (bèta=. 10). Deze uitkomst zou er op kun nen wijzen dat werkgevers bij de beloning van de scholieren direct onderscheid maken naar sekse. Toch is het te gemakkelijk om de reste rende belonings-verschillen volledig aan directe discriminatie toe te schrijven. Ten eerste ont breekt hierover zekerheid; het Scholierenonder- zoek bevat immers geen gegevens wat dat be treft. Ten tweede kunnen de niet verklaarde be loningsverschillen evengoed wijzen op het ont breken van essentiële variabelen, bijvoorbeeld ervaring, functieniveau, al dan niet zwart wer ken, beschikbaarheid van jongens- en meisjesbe roepen, enz. Ten derde kan de meting van de op genomen variabelen een rol spelen. De gevolgde methode van zelfrapportage kan leiden tot (al dan niet bewuste) fouten bij het invullen, zeker bij inkomensvragen. Bovendien overschatten jongens (en onderschatten meisjes) in een derge lijke enquête wellicht hun inkomsten, omdat inkomen voor mannen nog steeds een belang rijk middel voor status vormt. Aangezien discri minatie een kenmerk is van de arbeidsmarktpo sitie van volwassen vrouwen (een derde tot de
helft van beloningsverschillen is hieraan te wij ten) is niettemin het vermoeden gerechtvaar digd dat in elk geval een deel van de niet ver klaarde beloningsverschillen tussen jongens en meisjes aan directe discriminatie kan worden toegeschreven.
Wat betreft de uurlonen uit vakantiewerk laat de variantie-analyse eveneens een significante invloed van een aantal opgenomen variabelen zien. De verschillen tussen waargenomen en ge corrigeerde uurlonen zijn echter niet zo groot als voor de uurlonen uit bijbaantjes het geval is. Jongens, verdienen, na correctie voor andere factoren, ƒ 5,98 per uur, voor meisjes bedraagt het uurloon ƒ 5,50. De verhouding tussen uurlo nen van meisjes en jongens bedraagt nu 92%, voor correctie was dat bijna 90%. Dat betekent dat bijna een kwart van de uurloonverschillen tussen jongens en meisjes kan worden verklaard uit variabelen in het variantie-analysemodel. Leeftijd oefent verreweg de grootste invloed uit op de hoogte van het uurloon voor vakantie werk. Dit heeft te maken met een onderverte genwoordiging van meisjes in de oudste leef tijdsgroep. Daarnaast is de concentratie van meisjes en jongens nog van enige betekenis, zij het in veel mindere mate dan bij de bijbaantjes. Kennelijk heeft de segregatie die zich in de va- kantiebaantjes voordoet een minder sterke in vloed op de beloning voor dat werk dan het ge val is voor de bijbaantjes. Een mogelijke verkla ring hiervoor is dat de beloning van vakantie werk sterker wordt bepaald door krapte op de arbeidsmarkt dan door andere factoren, zoals onderscheid naar sekse. Het gaat in de zomerva kantie immers vaak om seizoensgebonden acti viteiten, met name in de agrarische sector en in de horeca, waarbij het belang van voldoende personeel groot is. Een even grote invloed op het uurloon als het soort beroep heeft geslacht zelf. Net als bij de bijbaantjes kan directe discri minatie ook een rol spelen bij de beloning van vakantiewerk.
Samenvatting en conclusie
In dit artikel stonden de inkomens centraal die scholieren in het voortgezet onderwijs ontvan gen uit bijbaantjes tijdens het schooljaar en uit vakantiebaantjes. Jongens blijken over hogere inkomsten per maand te beschikken dan meis jes. Nagegaan is welke achtergronden voor deze
verschillen zijn aan te wijzen. Daarbij zijn om technische redenen de extreme respondenten verwijderd en is voor wat betreft de analyse van uurlonen de onderzoeksgroep beperkt tot de scholieren met één baantje. De uitkomsten heb ben dus geen geldigheid voor de totale groep scholieren, maar moeten eerder als indicatie voor mogelijke verbanden worden beschouwd.
De verschillen in inkomsten tussen jongens en meisjes zijn voor een deel terug te voeren op het feit dat jongens meer uren werken dan meis jes. Voor het vakantiewerk is zelfs bijna twee derde van de inkomensverschillen hierop terug te voeren, voor de bijbaantjes 44%. Als met de genoemde verschillen in participatie rekening wordt gehouden, resteren nog verschillen in uurlonen. Meisjes verdienen een uurloon van 84 a 90% van het uurloon van jongens.
Aan de hand van een variantie-analyse (ANO- VA) is nagegaan of de verschillen in uurlonen te verklaren zijn uit verschillen in leeftijd, school type, geslacht en de concentratie van meisjes (en daarmee automatisch die van jongens) in de verschillende beroepen. De achterliggende ge dachte, ontleend aan de zogenoemde 'crowding'- theorie, is dat de segregatie naar beroepsgroepen en de sterke concentratie van vrouwen in een klein aantal beroepen een negatief effect heeft op de uurlonen van vrouwen.
De variantie-analyse laat zien dat de verschillen in uurlonen van jongens en meisjes, veronder steld dat zij gelijke kenmerken zouden vertonen qua leeftijd, schooltype en de concentratie, klei ner zijn dan de verschillen in uurlonen zoals die in de steekproef zijn waargenomen. Dit geldt vooral voor de bijbaantjes: meisjes verdienen na correctie 92% van het uurloon van jongens, vóór correctie was dat 84%. Voor de vakantie- baantjes bedragen de percentages bijna 92% te genover een kleine 90%. Anders geformuleerd, verschillen tussen jongens en meisjes wat be treft verdeling naar leeftijd, schooltype en con centratie, zijn verantwoordelijk voor bijna de helft van de beloningsverschillen in bijbaantjes en bijna een kwart van de beloningsverschillen in vakantiebaantjes.
Voor wat betreft de bijbaantjes is de concen tratie van meisjes en jongens veruit de belang rijkste verklarende variabele. Dat betekent dat hoe hoger de concentratie van meisjes in beroe pen is, des te lager is de uurbeloning in het be treffende beroep. Dit is in overeenstemming met de 'crowding'-theorie. In het vakantiewerk
blijkt leeftijd veruit de sterkste samenhang te vertonen met de hoogte van het uurloon. De differentiatie van de minimumjeugdlonen naar leeftijd komt hier duidelijk naar voren. De con centratie in beroepen heeft minder invloed op de loonvorming in het vakantiewerk dan in bij baantjes. Dat zou verklaard kunnen worden door de krapte op de arbeidsmarkt bij dit soort werk. Het sterke seizoensgebonden karakter, met name in de agrarische sector en in de hore ca, zorgt ervoor dat werving van voldoende per soneel de eerste zorg is van de werkgever en laat dus minder ruimte voor onderscheid naar sekse. Schooltype als indicator voor de 'human capital'-theorie, leende zich minder voor een verklaring van de uurloonverschillen tussen jongens en meisjes. Wellicht is deze theorie vooral relevant voor de volwassen beroepsbe volking aangezien deze zich kenmerkt door een grotere differentiatie naar opleiding en werker varing.
De niet verklaarde verschillen in beloning kunnen worden beschouwd als uiting van meet- fouten (zelfrapportage kent beperkingen) of het ontbreken van gegevens over mogelijke andere relevante factoren. Een van die factoren is direc te discriminatie van de kant van de werkgever. Aangezien de kenmerken van meisjes en jon gens overeenkomsten vertonen met die van de volwassen beroepsbevolking, kan worden ver ondersteld dat deze factor tenminste voor een deel verantwoordelijk is voor de niet verklaarde beloningsverschillen tussen meisjes en jongens.
De samenhang tussen concentratie van meis jes en jongens in beroepen en de hoogte van het loon is voor scholieren nog niet eerder onder zocht. In dit artikel bleek dat vooral voor wat betreft de bijbaantjes de concentratie van jon gens en meisjes een rol speelt bij de loonvor ming. Als dergelijke verbanden ook voor scho lieren met meerdere baantjes gelden (dat kon hier niet worden onderzocht, maar is niet on waarschijnlijk) zou kunnen worden geconclu deerd dat de posities van meisjes en jongens op de arbeidsmarkt voor bijbaantjes en, in mindere mate, vakantiebaantjes al veel overeenkomsten vertonen met hun latere posities als volwassen mannen en vrouwen.
Noten
ele bruto-inkomsten zijn geen gegevens voorhan den.
2 Het Scholierenonderzoek 1992 is uitgevoerd in het kader van het programma Nationaal Scholierenon derzoek: een monitor op de toekomst. Dit is een samenwerkingsverband van het Sociaal en Cultu reel Planbureau (SCP), het Nationaal Instituut voor Budgetvoorlichting (NIBUD), de Stichting Econo misch Onderzoek (SEO) te Amsterdam en de vak groep Klinische en Gezondheidspsychologie van de Rijksuniversiteit Leiden (RUL). Het onderzoek is mede mogelijk gemaakt door een bijdrage van de Stichting VSB-fonds.
3 Volgens de definitie van het CBS behoren tot de be roepsbevolking: personen die minstens 12 uur per week werken (werkzame beroepsbevolking) en per sonen die actief zoeken naar werk voor minstens 12 uur per week (werkloze beroepsbevolking). 4 Er is sprake van enige overlap tussen de scholieren
met bijbaantjes en de groep 16-24 jaar die tot de be roepsbevolking behoort: 17% van de scholieren die bijbaantjes hebben, werkt minstens 12 uur per week en kan dus tot de beroepsbevolking worden gerekend (Beker & Merens, 1994: p. 56).
5 De vergelijking tussen gegevens van het CBS en uit het Scholierenonderzoek is niet helemaal zuiver. De CBS-cijfers hebben betrekking op bruto-inkom sten terwijl het Scholierenonderzoek uitsluitend gegevens over netto-inkomsten bevat.
6 Deze verhouding is de afgelopen 10 jaar langzaam toegenomen; in 1984 verdienden vrouwen 71,8%, in 1989 74,7% van het uurloon van mannen (Hoog- hiemstra &. Niphuis-Nell, 1993: p. 144).
7 Zie voor een bespreking van diverse 'crowding'- theorieën Schippers (1987: 22, p. 126-132).
8 Zoals gezegd zijn er uiteraard ook verschillen tus sen de volwassen beroepsbevolking en de werken de scholieren. De beroepsbevolking is veel meer ge differentieerd naar leeftijd, functieniveau, beroe pen, enz.
9 De bèta's zijn vergelijkbaar met regressiecoëfficiën- ten in een regressie-analyse.
Literatuur
Beker, M. en f.G.F. Merens (1994), Rapportage jeugd
1994, Rijswijk/Den Haag: Sociaal en Cultureel
Planbureau/VUGA (Cahier 113).
CBS (1994), Supplement bij de Sociaal-economische maandstatistiek no. 3.
Hagenaars, A.J.M. en R. de Zwart (1987), 'Betaalde en onbetaalde arbeid van de vijftienjarigen van nu', In:
Sociaal Maandblad Arbeid, juni, p. 397-407.
Hooghiemstra, B.T.J. en M. Niphuis-Nell (1993), So
ciale Atlas van de vrouw, deel 2. Arbeid, inkomen en faciliteiten om werken en de zorg voor kinderen te combineren, Rijswijk/Den Haag: Sociaal en Cul
tureel Planbureau/VUGA (Cahier 97).
Israëls, A.Z. en f. van Driel (1987), 'Beloningsverschil- len tussen mannen en vrouwen: een padanalyse', In:
Statistisch magazine, no. 3, p. 41-53.
Loontechnische Dienst (1988), De positie van m an
nen en vrouwen in het arbeidsproces. Den Haag.
Mourik, A. van en J.J. Siegers (1988), 'Ontwikkelingen in de beroepssegregatie tussen mannen en vrouwen, 1971-1985', In: Economisch Statistische Berichten, 10 augustus 1988, p. 732-737.
Niphuis-Nell, M. (1992), De emancipatie van meisjes
en jonge vrouwen. Rapportage ten behoeve van een evaluatie van het meisjesbeleid, Rijswijk/'s-Gra-
venhage: Sociaal en Cultureel Planbureau/VUGA (Cahier 88).
Schippers, J.J. (1987), Beloningsverschillen tussen
mannen en vrouwen. Een economische analyse,
Groningen: Wolters-Noordhoff (dissertatie). Zwart, R. de, A. Luten en B.M.S. van Praag (1985),
Scholierenonderzoek 1984. Een eerste rapportage van de belangrijkste resultaten, Den Haag: NIBUD.
Zwart, R. de, B.M.S. van Praag, R.F.W Diekstra en M. Warnaar (1990), Scholierenonderzoek 1990. Een eer
ste rapportage van de belangrijkste resultaten, Rot-
