Gevolgen van verhuizingen over lange afstand voor
het inkomen van gehuwde mannen en vrouwen in
Nederland, 1981-1993
Verhuizingen over lange afstand van werkende personen zijn in het algemeen carrière-verhuizingen. De hoge kosten - zowel in materieel als in immaterieel opzicht - die met een dergelijke verhuizing gepaard gaan zullen niet gauw gemaakt worden als de verhuizing niets oplevert. De verwachting is daarom dat per sonen die over lange afstand verhuizen er in hun carrière op vooruit zullen gaan. Tenminste, als er voor de eigen carrière wordt verhuisd. Bij gehuwde personen die met hun partner mee verhuizen - en dat zijn meestal de vrouwen - is dat niet het geval. Bij hen valt juist een negatief effect van dit soort verhuizingen te verwachten. Er kunnen echter ook enige ‘verzachtende' effecten een rol spelen die er voor zorgen dat het met dit negatief effect wel meevalt. In dit artikel wordt op basis van gegevens van de Woningbehoefte- onderzoeken uit 1981 en 1993 onderzocht wat de gevolgen zijn van verhuizingen over lange afstand voor de uurlonen van gehuwde mannen en vrouwen in Nederland.
Inleiding
Stratificatiesociologen gaan er in het algemeen van uit dat personen die kunnen verhuizen een gunstiger carrièreverloop hebben dan per sonen die dat niet kunnen. Personen die de mogelijkheid hebben om te verhuizen kunnen meedingen naar meer banen. Ze kunnen profi teren van een gunstiger werkgelegenheid el ders en door vaker van baan te veranderen zou den ze sneller ervaring opdoen (Blau & Dun- can, 1967; Mineer, 1978; Markham & Pleck, 1986). Verder wordt aangenomen dat de bereid heid om te verhuizen door managers als een te ken van ambitie en carrièregerichtheid wordt beschouwd (Whyte, 1956; Kanter, 1977; Mark ham & Pleck, 1986), waardoor personen die deze bereidheid vertonen vaker bevorderd zou den worden (Prandy, Stewart & Blackburn,
1982; Savage, 1988).
Niet iedereen beschikt echter over de moge lijkheid om over lange afstand te verhuizen. Ongebonden personen verkeren wat dit betreft
in de gunstigste situatie. Als zich een mogelijk heid aandient waarvan de voordelen opwegen tegen de materiële en immateriële verhuiskos ten, dan kunnen zij daar meteen op insprin gen. Voor gehuwde en samenwonende perso nen ligt het een stuk moeilijker. Zij zijn afhan kelijk van de bereidheid van hun partner om mee te verhuizen. En die bereidheid zal lang niet altijd hoog zijn. Met name partners die veel geïnvesteerd hebben in een lokaal sociaal netwerk of die zelf ook carrière willen maken en ter plaatse een gunstige baan hebben, zul len hiertoe niet gemakkelijk over te halen zijn. Dit blijkt ook uit empirisch onderzoek. Voor verschillende landen, waaronder ook Neder land, is gevonden dat gehuwde en samenwo nende personen minder vaak over lange af stand verhuizen dan alleenstaanden en dat van de gehuwde paren de tweeverdieners het minst verhuizen (Long, 1974; Mineer, 1978; Wagner, 1989; Mulder, 1993).
Personen die gunstige carrièremogelijkhe den moeten laten schieten omdat hun partner
* Jeroen Smits is werkzaam bij de faculteit Ruimtelijke Wetenschappen van de Universiteit Utrecht. Dit onderzoek is verricht in het kader van het project ‘Ruimtelijke mobiliteit en arbeidsmobiliteit in de huishoudenscarrière'dat gefinancierd wordt door het Prioriteitsprogramma Bevolkingsvraagstukken van NWO.
niet bereid is om met hen mee te verhuizen worden in de Engelstalige literatuur 'tied stay ers' genoemd (Mineer, 1978; Bielby & Bielby, 1992). Tegenover deze groep staan de personen die in hun carrière benadeeld worden doordat ze hun baan opzeggen om met hun partner mee te verhuizen. Deze worden 'tied movers' genoemd. Onderzoek laat zien dat 'tied m o vers' meestal vrouwen zijn. Vanwege de traditi onele rolverdeling die nog steeds in veel huis houdens bestaat, waarbij de man als hoofdkost winner gezien wordt en een eventuele baan van de vrouw op de tweede plaats komt, wordt er meestal verhuisd voor de carrière van de man (Bonney & Love, 1991; Bielby & Bielby, 1992). Dat betekent overigens niet dat gehuwde vrouwen geen invloed uitoefenen op de ver- huisbeslissing. Zij zouden hun invloed echter vooral gebruiken om verhuizingen tegen te houden (Mineer, 1978; Spitze, 1984; Shacklee, 1989). Omdat er niet voor hun carrière ver huisd wordt, ervaren zij vooral nadelen van een verhuizing, zoals verlies van hun baan en van hun sociaal netwerk. Vanwege de remmende invloed van vrouwen op de verhuisbeslissing zijn mannen vaak 'tied stayers' (Mineer, 1978). De mannen die graag zouden willen verhuizen maar het niet kunnen vanwege hun partner zijn echter moeilijk te onderscheiden van de mannen die geen behoefte hebben om te ver huizen. Daarom blijft deze beperkende invloed van vrouwen op de verhuisbeslissing deels ver borgen.
Op grond van het bovenstaande kan de ver onderstelling worden afgeleid dat verhuizin gen over lange afstand in het algemeen gunstig zullen zijn voor de carrière van gehuwde man nen en van ongehuwden en dat dergelijke ver huizingen in het algemeen een negatief effect zullen hebben op de carrière van gehuwde vrouwen. In dit artikel wordt voor Nederland onderzocht in hoeverre dat het geval is. Alhoe wel Nederland een klein land is met een rela tief goede verkeersinfrastructuur, is vanaf de meeste plaatsen slechts een beperkt deel van het land binnen een redelijke pendeltijd van anderhalf a twee uur per dag te bereiken. Daar om kan verwacht worden dat de hierboven be sproken gevolgen van verhuizingen voor de ar- beidscarrières van mannen en vrouwen ook in Nederland een rol zullen spelen. Om na te gaan of dat inderdaad zo is, zal gebruik worden gemaakt van gegevens die verzameld zijn in
het kader van de Woningbehoefteonderzoeken 1981 en 1993. Met behulp van deze gegevens wordt onderzocht in hoeverre de uurlonen van gehuwde of samenwonende personen die in de jaren voorafgaande aan de dataverzameling over lange afstand verhuisd zijn, verschillen van de uurlonen van gehuwde of samenwo nende personen die niet verhuisd zijn1.
Omdat gegevens voor twee tijdstippen be schikbaar zijn is het mogelijk om ook naar trends te kijken. Dat is interessant, omdat de afgelopen decennia in Nederland gekenmerkt werden door een sterke toename van de ar beidsparticipatie van gehuwde vrouwen. Om dat daardoor ook het aantal tweeverdiener- huishoudens aanzienlijk gegroeid is, worden steeds meer Nederlanders in hun verhuismoge- lijkheden beperkt door de aanwezigheid van een werkende partner. In dit artikel wordt on derzocht in hoeverre, mede onder invloed van deze ontwikkeling, de gevolgen van verhuizin gen voor de carrière van gehuwde mannen en vrouwen veranderd zijn.
Theoretische achtergrond
Volgens de 'human capital'-theorie vormt een verhuizing over lange afstand een investering in menselijk kapitaal die zichzelf terug moet verdienen in de vorm van een hoger inkomen of betere arbeidsomstandigheden (Sjaastad, 1962). In vergelijking met de achterblijvers zou den verhuizers er dus op vooruit moeten gaan. Alleen bij personen die met een ander mee ver huizen, zoals gehuwde vrouwen, valt een nega tief effect van de verhuizing te verwachten. Deze vrouwen zouden bereid zijn om de rol van 'tied mover' op zich te nemen omdat het voordeel dat de verhuizing hun gezin oplevert opweegt tegen hun persoonlijk nadeel (Min eer, 1978), omdat de man een sterkere positie binnen het gezin inneemt en daardoor de ver huisbeslissing kan doordrukken (Blood & Wol- fe, 1960) of omdat vrouwen in hun opvoeding leren dat ze zich in dit soort situaties moeten aanpassen (Shihadeh, 1991).
De verwachting dat verhuizingen over lange afstand gunstig zijn voor de carrière van man nen en ongunstig voor de carrière van ge huwde vrouwen is reeds voor verschillende landen empirisch getoetst. Met name in de Ver enigde Staten is veel onderzoek naar de gevol
gen van verhuizingen verricht. De bevindin gen van dat onderzoek leken in eerste instantie goed in overeenstemming te zijn met de ver wachtingen. Mannen die over lange afstand verhuisd waren bleken meer te verdienen en een hoger beroepsniveau te hebben dan andere mannen (Lansing &. Morgan, 1967; Blau & Duncan, 1967; Polachek & Hovarth, 1977; Bar tel, 1979; Grant & Vanderkamp, 1980), terwijl vrouwen die over lange afstand verhuisd waren juist minder verdienden en in een minder gun stige arbeidsmarktsituatie verkeerden dan an dere vrouwen (Duncan & Perrucci, 1976; Lich ter, 1983; Morrison & Lichter, 1988; Wagner, 1989; Shihadeh, 1991).
Een belangrijk methodologisch bezwaar van deze studies is echter dat niet wordt gecon troleerd voor het optreden van zelfselectie. Van personen die over lange afstand verhuizen kan verwacht worden dat ze geen a-selecte steek proef uit alle werkende personen vormen, maar dat zij in een aantal opzichten van de niet-verhuizers verschillen (zie bijv. Nakosteen & Zimmer, 1980; Greenwood, 1997). Een gun stiger arbeidsmarktsituatie van de mannen die over lange afstand verhuisd zijn zou bijvoor beeld veroorzaakt kunnen zijn doordat deze mannen meer getalenteerd of gemotiveerd zijn dan de niet-verhuizende mannen (Gabriel &. Schmitz, 1995). In dat geval hoeft er geen spra ke te zijn van een verhuiseffect. Van getalen teerde of gemotiveerde personen kan immers verwacht worden dat ze ook als ze niet verhui zen een gunstiger carrière verloop zullen heb ben. Ook is het mogelijk dat individuen ver schillen in de comparatieve voordelen die ze hebben om de taken uit te voeren die in ver schillende gebieden gelokaliseerd zijn. Hier door zou het voor de carrière van personen met bepaalde kenmerken gunstig kunnen zijn om te verhuizen, terwijl het voor de carrière van personen met andere kenmerken juist gunstig kan zijn om niet te verhuizen (Borjas, Bronars & Trejo, 1992a).
Andere vormen van zelfselectie kunnen een verklaring bieden voor de minder gunstige ar beidsmarktsituatie van vrouwen die met hun man mee verhuisd zijn, de 'tied movers'. Het is mogelijk dat vooral vrouwen die al voor de ver huizing in een slechte arbeidsmarktsituatie verkeerden tot verhuizen bereid zijn. Vérder is het mogelijk dat een deel van de vrouwen die na verhuizing geen baan meer hebben toch al
van plan was om te stoppen met werken. Vol gens Yu et al. (1993) zou voor vrouwen die geen arbeidscarrière nastreven het vinden van een gunstige baan door de man de aanleiding kun nen zijn om met werken te stoppen en full time huisvrouw te worden. Uit onderzoek van Cooke en Bailey (1996), naar verhuizingen over lange afstand in de US, blijkt dat na controle voor zelfselectie de negatieve effecten van mi gratie op de arbeidsparticipatie van gehuwde vrouwen verdwijnen. Vergelijkbare bevindin gen zijn gedaan door Bonney en Love (1991) in een onderzoek naar de ervaringen van vrou wen die met hun man mee naar Aberdeen ver huisd waren. Van deze vrouwen bleek 29% te vinden dat de verhuizing gunstig was geweest voor hun carrière en vond slechts 14% dat de verhuizing ongunstig was geweest.
Ter verklaring van het in een aantal gevallen ontbreken van negatieve effecten van verhui zingen op de arbeidsparticipatie van gehuwde vrouwen wijzen Bonney en Love (1991) en C oo ke en Bailey (1996) er op dat verhuizingen meestal plaatsvinden naar gebieden met een gunstige werkgelegenheidssituatie (Molho, 1986), waar het ook voor de vrouw niet zo moeilijk is om weer een baan te vinden (zie ook Fielding & Halford, 1993). Daarnaast wordt wel aangevoerd dat veel vrouwen werkzaam zijn in traditionele vrouwenberoepen, zoals verpleegkundige, secretaresse of onderwijze res, waar op veel plaatsen vraag naar is (Pratt & Hanson, 1991; Katz &. Monk, 1993). Aangezien dergelijke functies weinig carrièremogelijkhe den bieden, kan het verruilen van een baan voor een vergelijkbare functie elders slechts weinig negatieve gevolgen voor het verdere car rièreverloop hebben (Spitze, 1984; Polachek &. Siebert, 1993).
Trends
Voor wat betreft de trends met betrekking tot de effecten van migratie op de arbeidscarrière is in de eerste plaats de toename van de ar beidsparticipatie van gehuwde vrouwen van be lang. In Nederland is die toename uitzonder lijk sterk geweest. Terwijl in 1960 slechts
7%
van de Nederlandse gehuwde vrouwen be taalde arbeid verrichtte, steeg het aandeel van de werkende gehuwde vrouwen in de daarop volgende decennia via 16% in 1971 en33%
in1981 tot bijna 50% in 1991 (Hooghiemstra & Niphuis-Nell, 1993). Door de hiermee samen hangende toename van het aantal tweeverdie- nerhuishoudens zullen steeds meer personen in hun verhuismogelijkheden beperkt zijn door de aanwezigheid van een werkende part ner. Dit te meer omdat in de afgelopen decen nia ook het belang dat werkende gehuwde vrouwen hechten aan hun baan is toegenomen (McRae &. Daniël, 1991; Green, 1995), waardoor steeds meer tweeverdienerhuishoudens ook tweecarrièrehuishoudens zijn geworden. Ver- huisbeslissingen worden hierdoor nog moeilij ken
Het lijkt er bovendien op dat pendelen over lange afstand in Nederland een steeds belang- rijker alternatief voor verhuizen vormt. De af stand waarover gependeld wordt is in de afgelo pen decennia steeds groter geworden (Dinge- manse, 1993; Camstra, 1994). Daarnaast blijken veranderingen van werkgever in veel gevallen tot een toename van de pendelafstand te leiden (Rouwendal & Rietveld, 1994). Door de toe name van het autobezit en verbeteringen van het wegennet en van het openbaar vervoer is pendelen over lange afstand ook makkelijker geworden. Daarom zal voor personen die niet kunnen verhuizen vanwege de baan van hun partner pendelen in 1993 vaker een reëel alter natief vormen dan in 1981. En personen die met hun partner mee verhuizen zullen naar verwachting in 1993 minder vaak hun baan hoeven op te zeggen en een groter zoekgebied voor een nieuwe baan hebben dan in 1981.
Daar komt nog bij dat door de toegenomen arbeidsparticipatie van gehuwde vrouwen werkgevers geconfronteerd worden met een af nemende bereidheid tot verhuizen onder hun werknemers (Munton e.a., 1993; Green, 1995). Dit zou er toe geleid kunnen hebben dat het belang dat werkgevers hechten aan de bereid heid tot verhuizen onder hun werknemers is verminderd. De nadelige gevolgen van het niet kunnen verhuizen voor de arbeidscarrière zou den hierdoor afgenomen kunnen zijn.
Voor wat betreft de verschillen tussen 1981 en 1993 is de verwachting daarom dat zowel het positieve effect van verhuizen op het inko men van gehuwde mannen als het negatieve ef fect op het inkomen van gehuwde vrouwen in
1993 geringer is dan in 1981.
Data en methode
Data
De gegevens die in dit artikel gebruikt worden zijn afkomstig van de Woningehoefteonderzoe- ken (WBO's). Dit zijn grote representatieve steekproeven van de Nederlandse bevolking van 18 jaar en ouder die om de vier jaar gehou den worden. De gebruikte gegevens zijn verza meld in 1981 en 1993. De analyses beperken zich tot gehuwde en samenwonende personen, ouder dan 25 en jonger dan 60 jaar, waarvan ook de partners tussen de 25 en de 60 jaar oud zijn. De onderste leeftijdsgrens is bij de 26 jaar gelegd omdat de meeste personen op die leef tijd hun opleiding afgesloten hebben, zodat verhuizingen om studieredenen grotendeels worden uitgesloten. De bovenste leeftijdsgrens is onder de 60 jaar gekozen omdat in 1993 veel personen op die leeftijd de arbeidsmarkt reeds verlaten hebben wegens VUTj pensioen, of ar beidsongeschiktheid. Aangezien het onder zoek alleen betrekking heeft op arbeidsmigra tie worden de personen uitgesloten die ver huisd zijn vanwege het begin of einde van een relatie.Verder beperkt de analyse zich tot perso nen waarvan de normale arbeidstijd meer dan negen uur per week bedraagt en die werkzaam zijn in loondienst. Dit laatste omdat bij zelf standigen het inkomensverwervingsproces an ders zou kunnen verlopen. En ten slotte kun nen er alleen werkende personen worden mee genomen waarvan het inkomen bekend is. Vooral dit laatste is een beperkende factor om dat bij relatief veel werkende respondenten (zo'n 45%) het inkomen niet bekend is. De ver schillen tussen de personen met en de perso nen zonder geldige score op inkomen zijn ech ter niet erg groot. De personen met een geldig inkomen zijn in doorsnee iets jonger en ze hebben wat minder vaak schoolgaande kinde ren dan degenen zonder geldig inkomen. Qua opleidingsniveau bestaan er tussen de beide groepen nauwelijks verschillen. Overigens le vert het ontbreken van een geldig inkomen al leen problemen op voor zover het gaat om in komen als afhankelijke variabele. Bij het inko men van werkende partners, dat als verkla rende variabele wordt opgenomen, wordt het probleem van de ontbrekende waarden opge lost door een extra missing-categorie toe te voegen. Respondenten met een geldig inko men waarvan het inkomen van de partner mis
sing is worden dus wel bij de analyses meege nomen.
Aanpak
Om het effect van verhuizen op de uurlonen van gehuwde mannen en vrouwen te bepalen worden OLS regressie-analyses uitgevoerd met de natuurlijke logaritmen van de netto uurlo nen als afhankelijke variabelen. Deze uurlo nen zijn bepaald door de opgegeven netto in komens om te rekenen naar weekinkomens en vervolgens te delen door het aantal uren dat normaal per week gewerkt wordt. Aangezien de wekelijkse arbeidsduur bij het 1981 databe stand in groepen van vijf uur is gemeten, is ge deeld door de middelste waarde van het betref fende interval. Zo is bij de categorie 10-14 uur gedeeld door 12, bij de categorie 15-19 uur door 17, enzovoort. In verband met de vergelijkbaar heid is deze methode ook bij het 1993 bestand toegepast. Bij de personen die 40 of meer uur per week werkten in 1981 of die 38 of meer uur per week werkten in 1993, is het weekloon door 40 respectievelijk door 38 gedeeld.
Het effect van verhuizen
Om het effect van verhuizen op het uurloon te bepalen, wordt als verklarende variabele een dummy opgenomen die de waarde ' 1' aan neemt als de respondent recentelijk over lange afstand is verhuisd en de waarde '0'als dat niet zo is. Onder recentelijk wordt verstaan in het jaar van dataverzameling of in een van de drie daaraan voorafgaande jaren. Bij personen die in deze periode meermalen verhuisd zijn, telt al leen de laatste verhuizing mee. Verder worden alleen verhuizingen waarbij minimaal twee grenzen van woningmarktregio's worden over schreden als verhuizingen over lange afstand beschouwd. Hierbij wordt uitgegaan van de bij de WBO's gehanteerde indeling van Nederland in 46 woningmarktregio's. Het lange afstand criterium dat in dit onderzoek gehanteerd wordt is wat strenger dan dat van Mulder (1993), die verhuizingen naar een naburige wo- ningmarktregio al tot de lange afstand verhui zingen rekent. Het risico dat lokale verhuizin gen — bijvoorbeeld ter verbetering van de woonsituatie — tot de lange afstand verhuizin gen gerekend worden is daardoor wat minder groot. Tegelijkertijd zijn de woningmarktre gio's dusdanig klein dat het risico om verhui zingen over lange afstand te missen, gering
blijft. Overigens garandeert dit strengere crite rium niet dat alle verhuizingen waarop dit on derzoek zich richt ook daadwerkelijk carrière- verhuizingen zijn. Er valt echter wel te ver wachten dat dit bij een ruime meerderheid van de verhuizingen het geval zal zijn2.
Controlefactoren
Zoals eerder reeds is aangegeven, dient bij het onderzoek naar de effecten van verhuizingen rekening gehouden te worden met de mogelijk heid van zelfselectie. Daarom wordt er bij de analyses gebruik gemaakt van een zelfselectie controlefactor. Verder wordt bij de analyses ge controleerd voor een aantal factoren waarvan bekend is - of verwacht kan worden - dat ze op de verhuisgeneigdheid of op het uurloon van invloed zijn. Het gaat om kenmerken van de respondent zelf, om kenmerken van zijn of haar partner en huishoudensituatie en om kenmerken van woonplaats en regio. Al deze controlefactoren worden in de vorm van één of meerdere dummy-variabelen in het model op- genomen. De controlefactoren worden hieron der nader toegelicht3.
Zelfselectie
In het theoretische deel van dit artikel is inge gaan op de mogelijkheid dat de resultaten van het onderzoek naar de effecten van verhuizin gen worden vertekend door selectie-bias. De respondenten zijn niet random verdeeld over de verhuizers en de niet-verhuizers, maar heb ben er zelf voor gekozen om al of niet te verhui zen. Hierdoor kunnen er allerlei verschillen tussen de verhuizers en de niet-verhuizers be staan die van invloed zouden kunnen zijn op het inkomen. Ten dele gaat het hierbij om ver schillen in kenmerken die in het databestand aanwezig zijn, zoals leeftijd, geslacht en oplei dingsniveau. Voor deze verschillen kan door opname van de betreffende variabelen gecon troleerd worden. Ten dele gaat het echter ook om verschillen waarvoor geen indicatoren in het databestand aanwezig zijn. Zo is het bij voorbeeld mogelijk dat personen die verhuizen in zaken als motivatie en talent van de niet-ver- huizers verschillen. Van dergelijke eigenschap pen kan verwacht worden dat ze behalve met
verhuizen ook met het inkomen zullen samen hangen. Gemotiveerde of getalenteerde perso nen zullen immers ook als ze niet verhuizen in het algemeen wel een hoger inkomen weten te verwerven. Om tot een goede schatting van het effect van verhuizen op het inkomen te ko men is het noodzakelijk om voor dergelijke on gemeten kenmerken die zowel op het inkomen als op de verhuisbeslissing van invloed zijn te controleren.
Eén van de manieren waarop voor ongeme ten kenmerken gecontroleerd kan worden is door middel van een door Heckman (1979) ont wikkelde twee-staps procedure. Deze proce dure wordt in dit artikel toegepast. Bij de eerste stap van de Heckman-procedure wordt door middel van een probitanalyse voor iedere res pondent de verhuiskans geschat. De afhanke lijke variabele bij deze probitanalyse is de dum my variabele die aangeeft of de respondent wel (1) of niet (0) recentelijk is verhuisd. De verkla rende variabelen zijn de in het databestand aanwezige kenmerken waarvan verwacht kan worden dat ze op de verhuiskans van invloed zijn. Van de met dit probitmodel geschatte ver- huiskansen zelf wordt bij de verdere analyse geen gebruik gemaakt. Wat wel gebruikt wordt, is het verschil tussen de op basis van het model voorspelde verhuiskans en het werkelijke ver- huisgedrag ofwel van het residu van de probit analyse. Dit residu bevat de effecten van alle factoren die van invloed zijn op de verhuisbe slissing en die niet in het model zijn opgeno men. Op basis van dit residu wordt de zelfselec tie controlefactor geconstrueerd. Deze komt overeen met de omgekeerde Mill's ratio (zie Breen, 1996).
In de tweede stap van de procedure wordt de zelfselectie controlefactor als een extra ver klarende variabele bij de inkomensanalyse op- genomen. De coëfficiënt van déze controlefac tor geeft dan aan in hoeverre de ongemeten factoren die van invloed zijn op de verhuisbe slissing ook van invloed zijn op het inkomen. Omdat het effect van deze ongemeten factoren nu expliciet is opgenomen in de inkomensver- gelijking, levert de analyse een consistente schatting van het verhuiseffect op. Door de in- komensanalyses zowel met als zonder contro lefactor uit te voeren, kan worden vastgesteld in welke mate een eventueel effect van de ver- huisvariabele het gevolg van zelfselectie is. Na dere informatie over selectie-bias en de
Heck-man twee-staps procedure is te vinden in Winship en Mare (1992) en in Breen (1996)4.
Kenmerken van de respondent
Belangrijke individuele kenmerken die van in vloed kunnen zijn op het uurloon zijn ge slacht, leeftijd en opleidingsniveau. Voor wat betreft de factor geslacht gaat het om het feit dat er grote verschillen in carrièreverloop tus sen mannen en vrouwen bestaan (zie bijv. Van der Lippe &. Van Doorne-Huiskes, 1995). Zo hebben vrouwen in vergelijking met mannen vaker onderbroken arbeidscarrières, werken zij korter bij dezelfde werkgever en werken zij vak er parttime en op basis van flexibele contrac ten. Vanwege deze verschillen worden de analy ses in dit artikel voor mannen en vrouwen af zonderlijk uitgevoerd.
Voor wat betreft het effect van de factor leef tijd verwachten we bij de mannen een snelle stijging van het inkomen aan het begin van de carrière die bij toenemende leeftijd langzaan zal afvlakken. Ook bij vrouwen valt een derge lijk beeld te verwachten. Echter, omdat zij vak er een onderbroken arbeidscarrière hebben en minder lang bij dezelfde werkgever blijven, bouwen zij minder werkervaring en firmaspe- cifiek kapitaal op (Mineer & Ofek, 1982; Ha- kim, 1996). Het inkomen van de vrouwen zal daardoor naar verwachting minder snel stijgen en zij zullen eerder hun plafond bereiken. Dit te meer omdat veel vrouwen werkzaam zijn in typische vrouwenberoepen die gekenmerkt worden door een vlak carrièreprofiel (Spitze, 1984; Polachek & Siebert, 1993). Vanwege de te verwachten nonlineaire effecten, zal leeftijd als een categorische variabele worden opgeno men. Deze variabele heeft de volgende vier ca tegorieën: (1) 26 t/m 33, (2) 34 t/m 40, (3) 411/ m 47, (4) 48 t/m 59.
Als derde individuele factor wordt het ni veau van de hoogst voltooide opleiding opge nomen. In moderne samenlevingen speelt op leiding een zeer belangrijke rol bij de verdeling van individuen over functies en is het moeilijk om zonder het vereiste opleidingsniveau een goede baan te verwerven (Blau & Duncan, 1967; De Graaf & Luijkx, 1995). Bij de verkla ring van de uurlonen van personen mag deze variabele dan ook niet ontbreken. In dit artikel wordt een opleidingsindeling met vijf catego
rieën gebruikt: (1] Lager, (2) Uitgebreid lager (VBO/MAVO), (3) Middelbaar (HAVO, VWO, MBO), (4) Hoger beroepsonderwijs, (5) Univer- siteit.
Partnerkenmerken
Behalve kenmerken van de persoon zelf kun nen ook kenmerken van de partner waarmee men gehuwd is of samenwoont op het uurloon van invloed zijn. Er zijn aanwijzingen dat de hulpbronnen waarover gehuwde personen be schikken mede gebruikt kunnen worden door hun partner (Hendrickx, Uunk & Smits, 1995). Zo is er bijvoorbeeld gevonden dat het beroeps niveau en inkomen van gehuwde mannen ho ger is naarmate hun vrouw een hoger oplei dingsniveau heeft (Benham, 1974; Bernasco, 1994). Daarnaast zijn er positieve effecten ge vonden van het opleidings- en beroepsniveau van mannen op het beroepsniveau en inkomen van hun vrouw (Dirven, Lammers & Ultee, 1990; Smits, Ultee & Lammers, 1996). Voor de carrière van mannen is het verder gunstig als ze een huisvrouw achter zich hebben staan. Uit onderzoek is gebleken dat gehuwde mannen meer verdienen dan vergelijkbare ongehuwde mannen, maar dat dit voordeel een stuk min der wordt als de vrouw betaalde arbeid verricht (Jacobsen & Rayack, 1996; Wajcman, 1996).
Bij de analyses in dit artikel worden verschil lende partnerkenmerken als verklarende varia belen opgenomen. Het betreft het opleidings niveau, de arbeidsmarktpositie en - bij wer kende partners - de arbeidsduur en het inko men. Het opleidingsniveau van de partner wordt op dezelfde manier gemeten als dat van de respondent. De arbeidsmarktpositie van de partner wordt gemeten met een dummy die aangeeft of de partner wel (1) of niet (0) be taalde arbeid verricht. Voor de arbeidsduur van werkende partners wordt een dummy opgeno men die aangeeft of de partner wel (1) of niet (0) meer dan 29 uur per week werkt. Voor het inkomen van werkende partners wordt het net to maandinkomen genomen. Om vergelijking tussen 1981 en 1993 mogelijk te maken worden de maandinkomens in inkomenstertielen om gezet (zie ook Mulder, 1993). Deze variabele heeft dus drie categorieën: (1) Laag (eerste ter- tiel), (2) Middel (tweede tertiel), en (3) Hoog (derde tertiel).
Omdat het inkomen en de arbeidsduur van de werkende partners in relatief veel gevallen niet bekend is, wordt voor beide variabelen een extra dummy opgenomen die aangeeft of de be treffende variabele missing is. Partners zonder baan krijgen bij deze variabelen op ieder van de dummy's het gemiddelde van de scores van de andere respondenten toegekend. Omdat het model een variabele bevat die aangeeft of de partner al of niet betaalde arbeid verricht levert deze 'substitution for the mean' correcte schat tingen van de coëfficiënten van de werkende partners op (vgl. Cohen & Cohen, 1975).
Huishoudenskenmerken
Behalve kenmerken van de partner worden ook enige andere kenmerken van het huishou den waartoe een respondent behoort als con- trolevariabelen opgenomen. Het betreft de aan wezigheid van kinderen en (bij de analyse van de kans op verhuizen) de eigendomssituatie van de woning. Omdat gehuwde vrouwen nog steeds het grootste deel van de zorgtaken voor hun rekening nemen (Van der Lippe, 1993), kan verwacht worden dat de aanwezigheid van kinderen en dan met name van jonge kinde ren, een negatief effect op hun uurloon zal hebben. De aanwezigheid van kinderen in het huishouden wordt in de inkomensanalyse als volgt gecategoriseerd: (1) geen kinderen, (2) ook kinderen onder de zes jaar, (3) alleen kin deren van zes jaar en ouder. Bij de analyse van de kans op verhuizen wordt een iets andere in deling gebruikt: (1) geen kinderen, (2) alleen kinderen onder de zes jaar, (3) ook kinderen van zes jaar en ouder. Dit verschil vloeit voort uit het feit dat de carrière van gehuwde vrou wen het meest gehinderd wordt door de aanwe zigheid van kleine (niet schoolgaande) kinde ren (Hooghiemstra & Niphuis-Nell, 1993), ter wijl bij verhuizingen over lange afstand de aan wezigheid van schoolgaande kinderen juist de sterkst remmende factor zou zijn (Mulder,
1993).
Voor wat betreft de eigendomssituatie van de woning is bekend dat personen met een ei gen huis minder over lange afstand verhuizen dan personen met een huurwoning (Mulder, 1993). Daarom wordt een dummy opgenomen die aangeeft of men wel (1) of niet (0) een eigen huis heeft. Bij personen die niet recentelijk ver
huisd zijn gaat het om de situatie op het m o ment van ondervraging en bij personen die wel recentelijk verhuisd zijn om de situatie voor de laatste verhuizing.
Contextuele factoren
De kans om een gunstige baan te vinden is in steden groter dan op het platteland, omdat op het platteland de banen veel dunner gezaaid zijn. Dit geldt zeker voor banen voor vrouwen (Little, 1987). Tweecarrièrehuishoudens zijn dan ook oververtegenwoordigd in de grotere steden (Kruythoff, 1993; Camstra, 1994). Boven dien blijken in groeigebieden, zoals bijvoor beeld het zuid-oosten van Engeland of het ge bied rond Parijs in Frankrijk, de mogelijkheden voor het maken van een gunstige carrièrestap voor zowel mannen als vrouwen groter te zijn dan elders (Fielding & Halford, 1993; Leliève & Bonvalet, 1994). Verder worden volgens de 'hu- man capital'-theorie (bijv. Sjaastad, 1962) de mi- gratiebeslissing en de individuele gevolgen van de migratie mede bepaald door de arbeids- marktsituatie in de vertrek- en bestemmingsre- gio (zie ook Harris & Todaro, 1970). Bij veel mi- gratiestudies worden daarom kenmerken van de regionale arbeidsmarktsituatie zoals de mate van werkloosheid en het niveau van de lonen meegenomen (bijv. Newbold, 1996; Shumway & Hall, 1996).
In het onderhavig onderzoek wordt de groot te van de woonplaats gemeten met drie catego rieën: (1) < 2 0 .0 0 0 , (2) 20.000-100.000, (3) > 100.000. Als kenmerken van de arbeids marktsituatie in de regio worden bij de analyse van de kans op verhuizen het percentage werk lozen en het gemiddelde uurloon in de regio opgenomen. Voor degenen die verhuisd zijn gaat het om de situatie voorafgaande aan de
verhuizing. Aan personen afkomstig uit het buitenland is de gemiddelde waarde van de ver huizers op deze variabelen toegekend. Voor wat betreft de grootte van de woonplaats zijn deze personen in categorie '3 'geplaatst.
Bij de analyse van het uurloon van mannen worden als kenmerken van de arbeidsmarktsi tuatie het percentage werkloze mannen en het gemiddelde uurloon voor mannen in de regio opgenomen. Bij de analyse van het uurloon van vrouwen gaat het om het percentage werkende vrouwen en het gemiddelde regionale uurloon voor vrouwen. De regionale werkgelegenheids- percentages en uurlonen zijn berekend met be hulp van de WBO-gegevens. De werkgelegen- heidspercentages hebben betrekking op de WBO-indeling in 31 woningmarktregio's en de gemiddelde uurlonen - waarbij iets meer de tail mogelijk was — op de WBO-indeling in 46 woningmarktregio's.
Resultaten
Het aantal verhuizingen
Tabel 1 geeft een beeld van de omvang van de migratiestromen in Nederland in de perioden 1978 t/m 1981 en 1990 t/m 1993. Op het totale aantal verhuizingen is het aantal verhuizingen over langere afstand tamelijk klein. Terwijl in de onderzochte perioden ongeveer een kwart tot eenvijfde van de Nederlandse echtparen in de leeftijdsgroep van 26 t/m 59 jaar minstens één keer verhuisde, overschreed slechts onge veer 5 procent de grens van de eigen woning- marktregio. En van de paren die hun woning- marktregio verlieten, verhuisde nog bijna de helft naar de naburige woningmarktregio. Het aandeel van alle echtparen dat bij hun laatste verhuizing meer dan één regiogrens
over-Tabel 1 Percentages lange afstand verhuizingen van Nederlandse echtparen in de periodes 1978-1981 en 1990-19931
1978-1981 1990-1993
Alle verhuizingen 22.8% 24.2%
Verhuizingen over minstens één regiogrens2 5.0% 4.4% Verhuizingen over minstens twee regiogrenzen 3.2% 2.5%
Aantal (echt)paren 31774 29266
1 Alleen laatste verhuizingen tellen mee
2 Het betreft de WBO indeling in 46 woningmarktregio's
schreed bedroeg slechts 3.2% in de periode een probitanalyse uitgevoerd met de dummy 1978-1981 en 2.5% in de periode 1990-1993. Dit die aangeeft of een echtpaar al dan niet recen- duidt er op dat jaarlijks minder dan één pro- telijk over lange afstand verhuisd is als afhan- cent van alle echtparen over lange afstand ver- kelijke variabele. De resultaten van deze analy-
huist. ses worden weergegeven in Tabel 2.
Vanwege de hoge correlatie tussen de leeftij-
De verhuiskans den van gehuwde personen wordt de 'leeftijd’
Om de zelfselectie controlefactor (lambda) te van het echtpaar geïndiceerd op basis van de bepalen wordt voor iedere periode afzonderlijk leeftijd van de man. Tabel 2 laat zien dat in
bei-Tabel 2 Parameters van probit modellen ter verklaring van het verhuizen over lange afstand van echtparen in Nederland in 1978-1981 en 1990-1993 1978-1981 1990-1993 B se(B) B se(B) Intercept -2.849** 0.393 -3.535** 0.521 Leeftijd man: 26-33 0.509** 0.048 0.182** 0.055 34-40 0.440** 0.047 -0.235** 0.051 41-47 0.154** 0.053 0.089 0.054
48-59 Referentie cat. Referentie cat. Opleiding man:
Lager Referentie cat. Referentie cat. LBO/M AVO 0.041 0.050 0.041 0.120 Middelbaar 0.232** 0.052 0.348** 0.120
HBO 0.386** 0.058 0.719** 0.122
Universiteit 0.504** 0.067 1.022** 0.129 Opleiding vrouw:
Lager Referentie cat. Referentie cat. LBO/M AVO 0.098* 0.043 0.217* 0.108 Middelbaar 0.129** 0.049 0.384** 0.109 HBO 0.263** 0.060 0.398** 0.114 Universiteit 0.113 0.078 0.522** 0.133 Kinderen in huishouden: Geen 0.002 0.039 0.029 0.043 Alleen < 6 0.109** 0.043 0.132* 0.053 Ook > 6 Referentie cat. Referentie cat. Eigen huis -0.467** 0.032 -0.651** 0.037 Vorige woonplaats:
< 2 0 .0 0 0 Referentie cat. Referentie cat. 20.000-100.000 0.032 0.035 0.090* 0.042 >100.000 0.101** 0.040 0.141** 0.053 Vorige regio: Werkloosheid 0.010 0.012 -0.006 0.010 Gem. uurloon 0.041 0.029 0.058* 0.029 Chi-kwadraat / VG 7 0 6 .6 /1 8 9 2 4 .8 /1 8 N 31675 29134 ' p < 0.05 * * p < 0 .0 1
de periodes de jongste twee leeftijdsgroepen meer verhuizen dan de oudere leeftijdsgroe pen. In de periode 1990-1993 lijkt dit leeftijds- effect wat minder sterk te zijn dan in de pe riode 1978-1981. Behalve leeftijd speelt ook het opleidingsniveau een belangrijke rol bij de mi- gratiebeslissing. Op één uitzondering na ver huizen in beide periodes hoger opgeleide man nen en vrouwen vaker dan lager opgeleide mannen en vrouwen. De uitzondering wordt gevormd door de vrouwen met een universi taire opleiding in 1981, die niet significant meer verhuizen dan de vrouwen met alleen la gere school. Het effect van het opleidingsni veau van de vrouwen is in beide jaren wat zwakker dan het effect van het opleidingsni veau van de mannen. Belangrijk is echter de bevinding dat het opleidingsniveau van vrou wen een eigen effect heeft op de verhuisbeslis- sing, onafhankelijk van het opleidingsniveau van haar man en dat dit effect (zeker in de pe riode 1990-1993) relatief sterk is.
Zoals verwacht oefent ook het aantal kinde ren in het huishouden en het eigen huisbezit een significant effect op de verhuisbeslissing uit. Huishoudens met alleen jonge kinderen verhuizen significant vaker dan huishoudens met kinderen in de schoolgaande leeftijd. Tus sen de huishoudens zonder kinderen en huis houdens met oudere kinderen bestaat nauwe lijks verschil in verhuisgedrag. Deze bevinding verschilt van de resultaten van Mulder (1993), die juist vond dat de kinderloze echtparen het meest verhuisden. Een verschil met het onder zoek van Mulder is echter dat haar analyses zich beperken tot personen in de leeftijdsgroep van 18 tot 39 jaar. Het grootste deel van de kin derloze echtparen in haar databestand betreft daarom jonge startende echtparen die verhui zen vanwege studie of het begin van de car rière. Bij het onderhavig onderzoek bevat de groep van kinderloze echtparen vanwege de hogere leeftijdsgrenzen veel meer paren waar van de kinderen al uit huis zijn. Dat deze wat oudere 'gesettelde' echtparen minder verhuizen dan de kinderloze 'starters' wekt geen verwon dering.
Het effect van de factor 'eigen huis' is in overeenstemming met de verwachting. Bewo ners van een eigen huis verhuizen significant minder dan bewoners van een huurwoning. De regionale kenmerken laten verder zien dat bewoners van grote steden meer verhuizen
dan plattelandsbewoners en dat in de periode 1990-1993 bewoners van regio's met een hoger gemiddeld uurloon wat vaker verhuizen dan bewoners van regio's met een lager uurloonni- veau. Het percentage werklozen in de regio heeft geen effect op de verhuisgeneigdheid.
De uurlonen van gehuwde mannen
Tabel 3 presenteert de parameters van de OLS regressie-analyse met het (log)uurloon van de gehuwde mannen als afhankelijke variabele. De met een II aangegeven modellen bevatten de migratie zelfselectie controlefactor (lamb- da)5
In de modellen zonder lambda is het effect van de verhuisvariabele ('recentelijk verhuisd') in beide jaren significant positief. Gehuwde mannen die recentelijk over lange afstand ver huisd zijn verdienen dus significant meer dan gehuwde mannen die niet of over korte afstand verhuisd zijn. Deze bevinding is in overeen stemming met de veronderstelling dat verhui zen de carrière van gehuwde mannen bevor dert. Als gecontroleerd wordt voor zelfselectie dan verandert het beeld echter. In de modellen met lambda is het effect van verhuizen op het uurloon van gehuwde mannen significant ne gatief. Bovendien is de coëfficiënt van lambda in beide jaren significant positief. Er kan daar om geconcludeerd worden dat het oorspronke lijke positieve effect van verhuizen het gevolg was van zelfselectie. De positieve lambda geeft aan dat mannen die geneigd zijn om te verhui zen een hogere verdiencapaciteit hebben (voor wat betreft hun ongemeten kenmerken) dan mannen die daartoe minder geneigd zijn. Als met deze zelfselectie rekening wordt gehou den, dan blijken de mannen die verhuisd zijn juist een lager uurloon te hebben dan vergelijk bare niet-verhuisde mannen. De effecten van de verhuisvariabele en van lambda lijken ver der in de periode 1990-1993 wat minder sterk te zijn dan in de periode 1978-1981. De beteke nis van verhuizen voor de arbeidscarrière lijkt dus wat af te nemen.
Tabel 3 laat verder zien dat de effecten van de overige variabelen niet veel verschillen tus sen de modellen met en zonder lambda. De ef fecten van deze variabelen zijn bovendien gro tendeels in overeenstemming met de verwach tingen. Zowel leeftijd als opleidingsniveau zijn belangrijke verklarende variabele. Bij toene mende leeftijd neemt het uurloon toe. In 1981
Tabel 3 Parameters van OLS regressiemodellen zonder (l) en met (II) zelfselectie controlefactor (Lambda) ter verklaring van de (log)uurlonen van gehuwde Nederlandse mannen in 1981 en 1993.
1981 1993
1 II I II
B se(B) B se(B) B se(B) B se(B)
Intercept 1.917** 0.064 1.881** 0.091 2.066** 0.052 2.016** 0.068 Leeftijd:
26-33 -0.104** 0.009 -0.046** 0.014 -0.180** 0.007 -0.158** 0.009 34-40 -0.021* 0.008 -0.018 0.013 -0.098** 0.006 -0.081** 0.008 41-47 -0.010 0.009 -0.002 0.013 -0.030** 0.006 -0.025** 0.008 48-59 Referentie cat. Referentie cat. Referentie cat. Referentie cat. Opleiding:
Lager Referentie cat. Referentie cat. Referentie cat. Referentie cat. LBO/M AVO 0.065** 0.008 0.064** 0.012 0.089** 0.011 0.085** 0.015 Middelbaar 0.161** 0.009 0.176** 0.014 0.230** 0.011 0.233** 0.015 HBO 0.312** 0.010 0.344** 0.016 0.411** 0.012 0.439** 0.016 Universiteit 0.354** 0.013 0.407** 0.021 0.587** 0.014 0.664** 0.020 Overheidsdienst -0.115** 0.006 -0.115** 0.007 0.008 0.005 0.010 0.005 Opleiding echtgenote:
Lager Referentie cat. Referentie cat. Referentie cat. Referentie cat. LBO/M AVO 0.046** 0.007 0.049** 0.011 0.059** 0.009 0.063** 0.012 Middelbaar 0.058** 0.009 0.063** 0.013 0.096** 0.010 0.104** 0.013 HBO 0.086** 0.012 o m * . 0.019 0.096** 0.011 0.109** 0.015 Universiteit 0.036* 0.015 0.035 0.024 0.094** 0.016 0.144** 0.025 Echtgenote werkt Arbeidsduur echtgenote: -0.022** 0.006 -0.023** 0.008 -0.059** 0.004 -0.058** 0.005 Part-time Referentie cat. Referentie cat. Referentie cat. Referentie cat. Full-time -0.129** 0.014 -0.127** 0.017 -0.061** 0.008 -0.058** 0.009 Onbekend 0.035 0.019 -0.028 0.023 0.000 0.012 0.001 0.014 Inkomen echtgenote:
Laag Referentie cat. Referentie cat. Referentie cat. Referentie cat. Middel 0.081** 0.013 0.076** 0.016 0.006 0.007 0.004 0.009 Hoog 0.155** 0.017 0.148** 0.020 0.036** 0.010 0.034** 0.012 Onbekend 0.012 0.016 0.009 0.020 0.024** 0.009 0.023* 0.010 Kinderen in huishouden: Geen -0.018* 0.007 -0.017 0.011 -0.018** 0.005 -0.013 0.007 Ook < 6 -0.003 0.007 0.003 0.010 -0.004 0.006 -0.001 0.007 Alleen > 6 Referentie cat. Referentie cat. Referentie cat. Referentie cat. Grootte woonplaats:
< 2 0 .0 0 0 Referentie cat. Referentie cat. Referentie cat. Referentie cat. 20.000-100.000 -0.003 0.006 0.007 0.009 -0.008 0.004 0.000 0.006 >100.000 -0.021** 0.007 0.005 0.010 -0.050** 0.006 -0.032** 0.008 Kenmerken regio: Werkloosheid mannen -0.002 0.002 -0.001 0.002 0.002 0.001 0.002 0.001 Uurloon mannen 0.043** 0.004 0.046** 0.006 0.036** 0.003 0.038** 0.004 Recentelijk verhuisd 0.084** 0.014 -1.421** 0.126 0.046** 0.012 -1.109** 0.078 Lambda - - 0.707** 0.057 - - 0.543** 0.034 Adj. R2 21.9% 23.6% 35.7% 37.6% N 13985 15967 * p < 0.05 * * p < 0 .0 1
gaat deze stijging door tot een jaar of 40, in 1993 wat langer. Een hogere investering in op leiding betaalt zichzelf terug in een hoger uur loon. In 1981 verdienen mannen in overheids dienst significant minder dan mannen die in het bedrijfsleven werken; in 1993 is dit verschil tussen overheid en bedrijfsleven verdwenen.
Voor wat betreft de partnerkenmerken blijkt een huwelijk met een vrouw met een hoger op leidingsniveau het inkomen van mannen posi tief te beïnvloeden. De enige uitzondering hierop vormen de vrouwen met een universi taire opleiding in 1981. Zoals verwacht is ver der het uurloon van mannen met een wer kende vrouw lager dan dat van mannen waar van de vrouw geen betaalde arbeid verricht. Dit negatieve effect van een werkende vrouw is bovendien sterker als die vrouw full-time werkt. Heeft ze echter een hoog inkomen, dan blijkt dat weer een gunstig effect op het uur loon van de man te hebben.
Gehuwde mannen zonder kinderen verdie nen wat minder dan gehuwde mannen met kinderen. Ook is de grootte van de woonplaats van belang. In steden met meer dan 100.000 inwoners zijn de uurlonen lager dan elders. De regionale werkloosheidspercentages voor man nen zijn niet van invloed op de uurlonen. Zoals te verwachten was, is het effect van de re gionale uurlonen significant positief.
De uurlonen van gehuw de vrouwen
De parameters van de OLS regressie-analyse met de (log)uurlonen van de gehuwde vrouwen als afhankelijke variabele worden in Tabel 4 ge geven. In de modellen zonder lambda is het ef fect van verhuizen niet significant. Gehuwde vrouwen die recentelijk over lange afstand ver huisd zijn, verdienen dus niet minder dan ge huwde vrouwen die niet of over kortere af stand, verhuisd zijn. Net als bij de mannen ver andert dit beeld echter als voor zelfselectie wordt gecontroleerd. In de modellen met lambda is het effect van verhuizen op het uur loon van de vrouwen significant negatief. Ver huizingen over lange afstand blijken dus een ongunstig effect op het uurloon van gehuwde vrouwen hebben. Het effect van lambda zelf is significant positief. Dit geeft aan dat vrouwen die qua ongemeten kenmerken op een verhui zer lijken een hogere verdiencapaciteit hebben dan vrouwen waarbij dat niet het geval is. Doordat de vrouwen met deze kenmerken
oververtegenwoordigd zijn onder de verhui zers, valt in het model zonder controle voor zelfselectie het effect van verhuizen gunstiger uit dan het in werkelijkheid is. Net als bij de mannen lijken de effecten van de verhuisvaria- bele en van lambda in 1990-1993 wat minder sterk te zijn dan in 1978-1981.
Voor wat betreft de overige variabelen zien wij dat leeftijd in 1981 geen effect op het uur loon van gehuwde vrouwen heeft, terwijl in 1993 alleen de jongste leeftijdscategorie zich door een significant lager uurloon onder scheidt. Dit resultaat is in overeenstemming met het idee dat gehuwde vrouwen een vlakker carièreprofiel hebben. Het effect van het oplei dingsniveau is in 1993 sterker dan in 1981. Vooral het rendement van een universitaire op leiding in vergelijking met een HBO opleiding is in 1993 hoger. Vrouwen in overheidsdienst blijken in beide jaren significant minder te ver dienen dan vrouwen werkzaam in het bedrijfs leven.
Ook bij de verklaring van het uurloon van de vrouw spelen partnereffecten een rol. Voor wat betreft het opleidingsniveau van de echtge noot blijken vrouwen waarvan de man een middelbare of universitaire opleiding heeft - en in 1993 ook vrouwen waarvan de man een HBO-opleiding heeft - significant meer te ver dienen dan vrouwen waarvan de man alleen la gere school heeft. Het al of niet werken van de echtgenoot is alleen in 1981 van belang. In dat jaar hebben vrouwen met een werkende man een significant lager uurloon dan vrouwen met een niet-werkende man. De arbeidsduur en het inkomen van de man spelen in beide jaren een rol. Vrouwen waarvan de man part-time werkt en vrouwen waarvan de man een hoog inko men heeft hebben een significant hoger uur loon dan andere gehuwde vrouwen.
Op het eerste gezicht wat bevreemdend is de bevinding dat in beide jaren gehuwde vrou wen met kleine kinderen in het huishouden significant meer verdienen dan gehuwde vrou wen met alleen schoolgaande kinderen. Het is echter mogelijk dat het hierbij gaat om een se lectie-effect. Vrouwen die blijven werken als er kleine kinderen in huis zijn zouden meer car- rièregericht kunnen zijn. Bovendien loont het voor vrouwen met een relatief hoog uurloon meer de moeite om te blijven werken. De wer kende vrouwen met alleen schoolgaande kin deren zullen daarentegen voor een deel
Tabel 4 Parameters van OLS regressiemodellen zonder (l) en met (ll) zelfselectie controlefactor (Lambda) ter verklaring van de (log)uurlonen van gehuwde Nederlandse vrouwen in 1981 en 1993.
7987 7 993
/ II 1 II
B se(B) B se(B) B se(B) B se(B)
Intercept 2.195** 0.088 2.176** 0.090 1.998** 0.065 1.978** 0.066
Leeftijd:
26-33 -0.003 0.017 0.018 0.019 -0.081** 0.011 -0.073** 0.011 34-40 -0.032 0.019 0.044* 0.020 -0.018 0.011 -0.014 0.011 41-47 -0.003 0.020 0.007 0.020 -0.000 0.011 0.001 0.011
48-59 Referentie cat. Referentie cat. Referentie cat. Referentie cat.
Opleiding:
Lager Referentie cat. Referentie cat. Referentie cat. Referentie cat. LBO/M AVO 0.034 0.017 0.036* 0.018 0.070** 0.019 0.071** 0.020 Middelbaar 0.092** 0.019 0.094** 0.020 0.200** 0.019 0.202“ 0.020 HBO 0.195** 0.021 0.206** 0.023 0.349** 0.020 0.351“ 0.021 Universiteit 0.178** 0.027 0.176** 0.029 0.508** 0.025 0.523“ 0.026 Overheidsdienst -0.210** 0.012 -0.209** 0.012 -0.073“ 0.007 -0.073“ 0.007 Opleiding echtgenoot:
Lager Referentie cat. Referentie cat. Referentie cat. Referentie cat. LBO/M AVO 0.028 0.018 0.028 0.019 0.038 0.020 0.037 0.021 Middelbaar 0.051** 0.020 0.060** 0.021 0.056“ 0.020 0.060** 0.021 HBO 0.024 0.022 0.043 0.024 0.077** 0.021 0.092** 0.022 Universiteit 0.102** 0.026 0.132** 0.028 0.087“ 0.023 0.123** 0.025 Echtgenoot werkt -0.111** 0.015 -0.113** 0.015 -0.003 0.011 -0.005 0.011 Arbeidsduur echtgenoot:
Part-time Referentie cat. Referentie cat. Referentie cat. Referentie cat. Full-time -0.264** 0.023 -0.263** 0.023 -0.073** 0.016 -0.073** 0.015 Onbekend -0.178** 0.033 -0.177** 0.033 -0.069“ 0.024 -0.069** 0.024
Inkomen echtgenoot:
Laag Referentie cat. Referentie cat. Referentie cat. Referentie cat. Middel -0.006 0.017 -0.008 0.017 0.025“ 0.009 0.023“ 0.009 Hoog 0.125** 0.017 0.117** 0.017 0.041** 0.010 0.035“ 0.010 Onbekend 0.042* 0.020 0.038 0.021 0.030** 0.010 0.027** 0.010 Kinderen in huishouden: Geen 0.044** 0.013 0.046** 0.014 0.054“ 0.008 0.055** 0.008 Ook < 6 0.091** 0.018 0.096** 0.018 0.072“ 0.009 0.074** 0.009 Alleen > 6 Referentie cat. Referentie cat. Referentie cat. Referentie cat.
Grootte woonplaats:
< 20.000 Referentie cat. Referentie cat. Referentie cat. Referentie cat. 20.000-100.000 >100.000 -0.003 -0.026 0.013 0.015 0.001 -0.016 0.014 0.015 -0.015*-0.022* 0.0070.008 -0.012-0.014 0.0070.009 Kenmerken regio: Participatie vrouwen Uurloon vrouwen 0.0020.029“ 0.0010.009 0.002 0.030** 0.0010.009 0.0010.032** 0.0010.005 0.0010.033** 0.0010.005 Recentelijk verhuisd 0.044 0.029 -0.639** 0.155 -0.010 0.018 -0.414“ 0.071 Lambda - - 0.326“ 0.072 - - 0.198** 0.033 Adj. R2 20.3% 20.6% 25.4% 25.7% N 4610 8962 * p < 0.05 **p <0.0 1
tredende vrouwen zijn, werkzaam in traditio nele (laagbetaalde) vrouwenberoepen.
In 1991 blijken verder de uurlonen van ge huwde vrouwen in plaatsen met minder dan 20.000 inwoners het hoogst te zijn. De regio nale arbeidsparticipatiecijfers van vrouwen blijken geen effect te hebben. Het effect van de regionale uurlonen van vrouwen is daarente gen significant positief.
Conclusie
In dit artikel wordt onderzocht wat in Neder land de gevolgen zijn van verhuizingen over lange afstand voor de uurlonen van gehuwde mannen en vrouwen. Hiertoe worden gege vens geanalyseerd die afkomstig zijn van de Woningbehoefteonderzoeken uit 1981 en 1993. Het gaat om verhuizingen die hebben plaatsge vonden in de periode van vier jaar vooraf gaande aan de dataverzameling. Uit het onder zoek blijkt dat gehuwde personen in Neder land relatief weinig over lange afstand verhui zen. Terwijl in de beide onderzochte perioden van vier jaar bijna een kwart van de onderzoch te echtparen minstens één keer verhuisde, be droeg het aandeel van de verhuizingen waarbij minstens twee grenzen van woningmarktre- gio's werden overschreden maar zo'n drie pro cent. Dit geeft aan dat jaarlijks minder dan één procent van de echtparen in de onderzochte groep een verhuizing ten behoeve van de car rière van een van de partners onderneemt. Het belang van het onderzochte verschijnsel in het kader van de algehele verhuisproblematiek is dus niet zo heel erg groot. Dat betekent overi gens niet dat onderzoek naar dit verschijnsel dan maar achterwege moet blijven. In absolute aantallen gaat het toch nog altijd om meer dan 30.000 verhuizingen per jaar (CBS, 1996). Voor de leden van de betrokken huishoudens gaat het bovendien om een gebeurtenis die diep in hun leven ingrijpt. Het is dan ook van belang om na te gaan wat de gevolgen van deze gebeur tenis voor de arbeidscarrières van de betrokke nen zijn.
Op grond van de 'human capital'-theorie be staat de verwachting dat verhuizingen over lange afstand gunstig zijn voor de inkomens van gehuwde mannen. De materiële en imma teriële kosten die dergelijke verhuizingen met zich meebrengen zullen immers alleen ge
maakt worden als de verhuizing wat oplevert. Voor wat betreft de gevolgen voor de inkomens van gehuwde vrouwen is de verwachting wat minder uitgesproken. Enerzijds zijn gehuwde vrouwen meestal 'tied movers', zodat een nega tief effect van verhuizingen op hun inkomen te verwachten valt. Anderzijds spelen er ook ver zachtende effecten een rol, waardoor het met deze negatieve gevolgen mee zou kunnen val len. Zo gaan verhuizingen meestal naar regio's met een gunstige werkgelegenheid, waar het ook voor vrouwen niet zo moeilijk hoeft te zijn om een baan te vinden. Daarnaast werken vrouwen vaak in typische vrouwenberoepen, waar op veel plaatsen vraag naar is. Dergelijke functies worden bovendien vaak gekenmerkt door een vlak carrièreprofiel, zodat een onder breking niet veel invloed op het carrièrever loop hoeft te hebben.
Bij de mannen lijken de bevindingen in eer ste instantie in overeenstemming te zijn met de verwachtingen: mannen die recentelijk over lange afstand zijn verhuisd hebben zowel in 1981 als in 1993 een hoger uurloon dan m an nen waarbij dat niet het geval is. Na toevoeging van de controlefactor voor zelfselectie veran dert dit beeld echter. Het effect van deze factor blijkt positief te zijn. Dit geeft aan dat er sprake is van een uitsorteerproces, waarbij de mannen met een hogere verdiencapaciteit (qua ongeme ten kenmerken) oververtegenwoordigd zijn onder de verhuizers. Als voor deze zelfselectie gecontroleerd wordt, dan is het effect van ver huizen op het uurloon negatief. In vergelijking met de niet-verhuizers zijn de verhuizers dus slechter af.
Ook bij de vrouwen speelt zelfselectie een rol. Bij hen is in de modellen zonder controle factor het effect van de verhuisvariabele niet significant. De uurlonen van de verhuisde vrouwen verschillen dus niet van de uurlonen van andere vrouwen. Na controle voor zelfse lectie wordt het verhuiseffect echter negatief. Net als bij de verhuisde mannen is het uurloon van de verhuisde vrouwen dus lager dan dat van de niet-verhuisde vrouwen. Het effect van de controlefactor voor zelfselectie is ook bij de vrouwen positief. Vrouwen met een hogere ver- huiskans (qua ongemeten kenmerken) hebben een hogere verdiencapaciteit dan de andere vrouwen.
De veranderingen die er in de ruim tien jaar tussen de periodes 1978-1981 en 1990-1993
optreden zijn niet groot. Het percentage ver huizingen over lange afstand neemt wat af. Deze afname zou veroorzaakt kunnen zijn door de toename van het aantal tweeverdie- nershuishoudens in deze periode. Verder lijken de effecten van de verhuisvariabele en van de controlefactor voor zelfselectie in 1990-1993 wat zwakker te zijn dan in 1978-1981. Dat duidt er op dat de verschillen tussen verhuizers en niet-verhuizers kleiner geworden zijn en dus dat de betekenis van verhuizingen over lange afstand voor de carrière van gehuwde mannen en vrouwen in Nederland aan het afnemen is.
Een laatste interessante bevinding is dat bij de beslissing om over lange afstand te verhui zen het opleidingsniveau van de vrouw een sig nificante en - vooral in de periode 1990-1993 - ook relatief sterke invloed uitoefent. Alhoewel dit soort verhuizingen meestal ten behoeve van de carrière van de man worden onderno men, is de beslissing om al of niet te verhuizen dus niet alleen een mannenzaak. Het lijkt er op dat vrouwen met een hoger opleidingsni veau eerder bereid zijn om met hun man mee te verhuizen dan vrouwen met een laag oplei dingsniveau.
Discussie
De resultaten van dit onderzoek roepen een aantal vragen op. Zo wekt het verbazing dat na controle voor zelfselectie het effect van ver huizen op het uurloon van gehuwde mannen negatief is. De 'human capital'-theorie voor spelt dat personen alleen zullen verhuizen als zij verwachten dat zij er op vooruit zullen gaan. En het lijkt ook zeer onwaarschijnlijk dat de betrokken mannen de grote kosten die met een dergelijke verhuizing gepaard gaan gemaakt zouden hebben om tegen een lager uurloon te gaan werken. Er moeten dus nog andere factoren een rol spelen die in dit on derzoek niet aan bod gekomen zijn. Het is bij voorbeeld mogelijk dat men na de verhuizing weliswaar in een relatief lage functie begint, maar dat het gaat om een baan die meer per spectieven biedt dan de baan waarin men voor de verhuizing werkzaam was. De korte ter mijn effecten van de verhuizing (waar dit on derzoek zich op richt) kunnen dan negatief zijn, terwijl op de lange termijn de opbrengst toch positief is. Dit argument wordt onder
steund door verschillende buitenlandse stu dies waarbij gevonden is dat de opbrengst van verhuizingen direct na de verhuizing negatief is en dat ze pas na een aantal jaren positief wordt (Grant & Vanderkamp, 1980; Nakosteen & Zimmer, 1980; Borjas et al., 1992b). Verder zou de verhuizing min of meer noodgedwon gen geweest kunnen zijn, bijvoorbeeld vanwe ge feitelijke of dreigende werkloosheid. In dat geval zou zelfs een baan met een relatief laag inkomen voor de betrokken persoon nog een vooruitgang kunnen betekenen. Ook is het mogelijk dat in een aantal gevallen de nieuwe baan tegenvalt en dat de opbrengst van de ver huizing daardoor lager is dan verwacht. En ten slotte is het nog mogelijk dat het resultaat een artefact is, veroorzaakt door de manier waarop verhuizingen over lange afstand gede finieerd zijn. Ondanks het gebruik van een strenger criterium voor lange afstand dan in eerder onderzoek (Mulder, 1993), bestaat de mogelijkheid dat zich onder de verhuizers nog huishoudens bevinden die om andere dan car- rièreredenen verhuizen. Als dit een substan tiële groep is dan zou dit de resultaten verte kend kunnen hebben.
Bij de vrouwen roept de bevinding van een negatief verhuiseffect weinig vraagtekens op. In Nederland wegen de disruptieve effecten van de verhuizing blijkbaar zwaarder dan de verzachtende effecten. Wel rijzen hier vragen over de aard van de zelfselectie. De positieve lambda-coëfficiënt geeft aan dat werkende vrouwen die qua ongemeten kenmerken op een verhuizer lijken een hogere verdiencapaci teit hebben dan werkende vrouwen waarbij dat niet het geval is. Misschien dat deze verhuisge- neigde vrouwen meer gemotiveerd of getalen teerd zijn dan andere vrouwen of dat zij meer initiatief of durf vertonen, eigenschappen die zowel maken dat zij het beter doen op de ar beidsmarkt als dat zij eerder bereid zijn om met hun echtgenoot mee te verhuizen. Verder is het mogelijk dat er nog andere vormen van selectie een rol spelen. Zo blijft een deel van de vrouwen bij de inkomensanalyse buiten beeld, omdat zij geen betaalde baan hebben. Behalve de keuze om al of niet te verhuizen speelt dus ook de keuze om al of niet betaalde arbeid te verrichten een rol.
Voor de beantwoording van de vragen die naar aanleiding van dit onderzoek gerezen zijn bieden de WBO-gegevens slechts weinig aan
knopingspunten. Een groot nadeel van deze bestanden is dat ze geen informatie over de ar- beidsmarktsituatie voorafgaande aan de ver huizing bevatten. Daardoor is het niet moge lijk om voor individuele respondenten na te gaan wat de verhuizing hun oplevert of kost. Om tot een verdere verdieping van de verkre gen inzichten in de gevolgen van verhuizingen voor de carrières van gehuwde mannen en vrouwen te komen, dienen daarom panelbe- standen of bestanden met retrospectieve ar- beidsmarktgeschiedenissen gebruikt te wor den. Een verder bezwaar van de WBO's is dat het aantal achtergrondkenmerken van de res pondenten en hun huishoudens nogal beperkt is. Volgens Tunali (1986) is het probleem van de zelfselectie bij verhuizingen vooral een 'ontbre kende variabelen probleem'. Naarmate er meer bekend is over de respondenten en hun leefsi tuatie kan beter bepaald worden voor wie een verhuizing welke uitkomst heeft en waarom dat zo is.
Noten
1 In dit artikel wordt geen onderscheid gemaakt tussen gehuwde en samenwonende personen. Als er termen als 'huwelijk', 'gehuwd' of 'echt paar' gebruikt worden dan worden daarmee dus ook de samenwonende personen bedoeld. 2 Helaas zijn de antwoorden op de bij de WBO's ge
stelde vraag naar de verhuisreden vanwege on duidelijkheden in de formulering van de ant- woordcategorieën niet bruikbaar voor het ma ken van onderscheid tussen verhuizingen om wille van de carrière en verhuizingen om andere redenen.
3 Belangrijke kenmerken van de respondent die in het WBO ontbreken zijn het beroep, de be drijfstak en gegevens over de werksituatie vooraf gaande aan de verhuizing.
4 Een alternatieve methode om te controleren voor zelfselectie is het toepassen van 'two-stage least squares' (2SLS), met het uurloon als afhan kelijke variabele en de op grond van de probit- analyse voorspelde individuele verhuiskans als instrumentele variabele (Bowden & Uirkington, 1984). Ook deze methode is op de WBO gegevens toegepast. Ze bleek substantieel tot dezelfde re sultaten te leiden als de in dit artikel gepresen teerde analyse: na controle voor zelfselectie is het uurloon van verhuisde mannen en vrouwen significant lager dan dat van niet verhuisde man nen en vrouwen.
5 De standaardfouten van de modellen met deze factor, zowel in deze tabel als in Tabel 4, zijn
ge-baseerd op de door Heckman (1979) beschreven gecorrigeerde asymptotische covariantie matrix.
Literatuur
Bartel, A.P. (1979), 'The Migration Decision: What Role does Job Mobility Play?', A m erica n E conom ic Review, vol. 69, pp 775-786.
Benham, L. (1974), 'Benefits of Women's Education within Marriage', Journal o f P olitical Economy, vol. 82, pp. S57-S71.
Bernasco, W. (1994), Coupled Careers. T he Effects o f Spouse’s R esources on Succes at Work, Amster dam.
Bielby, W.T. &. D.E. Bielby (1992), 'I Will Follow Him: Family Ties, Gender-role Beliefs, and Reluctance to Relocate for a Better Job', A m erica n Journal o f Sociology, vol. 97, pp. 1241-1267.
Blau, P.M. & O.D. Duncan (1967), T h e A m erican Oc cu pation al Structure, New York.
Blood, P.M. &. D.M. Wolf (1960), H usbands an d Wi ves. The Dynamics of Married Living, New York. Bonney, N. & J. Love (1991), Gender and Migration:
Geographical Mobility and the Wife's Sacrifice, T he S o cio lo g ica l Review, vol. 39, pp. 335-348. Borjas, G.J., S.G. Bronars S. S.J. Trejo (1992a), 'Self-Se
lection and Internal Migration in the United Sta tes', Journal o f Urban Econom ics, vol. 32, pp. 159-
185.
Borjas, G. J., S.G. Bronars & S.J. Trejo (1992b),'Assimi lation and the Earnings of Young Internal M i grants', R ev iew o f econ om ics a n d statistics, vol. 74, pp. 170-175.
Bowden, R.J. &. D.A.Turkington (1984), Instrum ental Variables, Cambridge.
Breen, R. (1996), Regression M odels: C ensored, Sam p le Selected, or Truncated Data, Thousand Oaks. Camstra, R. (1994), 'The Geodemography of Gender:
Spatial Behaviour of Working Women', Tijdschrift v o o r E con om isch e en Sociale G eografie, jrg. 85, pp. 434-445.
CBS (1996), 'Verhuizingen in Nederland, 1991-1995', M aan dstatistiek van de b ev olkin g , jrg. 44, pp. 42- 45.
Cohen, J. & P. Cohen (1975), A p p lied M ultiple Regres sion /C orrelation A nalysis fo r th e B ehavioral Sci ence, New York.
Cooke, T.J. &. A.J. Bailey (1996), 'Family Migration and the Employment of Married Women and Men', E con om ic geography, vol. 72, pp. 38-48. De Graaf, P.M. & R. Luijkx (1995), 'Paden naar suc
ces ; geboorte of diploma's?', in : J. Dronkers & W. Ultee (red.), Verschuivende O n g elijkh eid in N eder land, Assen, pp. 31-45.
Dingemanse, P. (1993), W oon-w erk discrepantie in d e R andstad. Een onderzoek op basis van drie w o- n in g beh oefteon d erzoeken , Amsterdamse Sociaal- Geografische Studies, nr. 47, Amsterdam.
DiPrete, T.A. & D.B. Grusky (1990), 'Structure and Trend in the Process of Stratification for Ameri
