A rbeidsm obiliteit in N ederland
1957-1985
Al vanaf het midden van de jaren zeventig won over verstarring op de arbeidsmarkt. Aanvankel catures dat ondanks de hoge werkloosheid niet k ve discrepanties’ heeft zich echter geleidelijk aai genomen flexibiliteit van de arbeidsmarkt (daler beidsmarkt aansluit, restricties ten gevolge var flexibiliteit zouden de verminderde economische deel) kunnen worden verklaard. De auteurs van cijferreeksen tot de conclusie dat van een struct geen sprake hoeft te zijn. De sterke afname van periode is waargenomen, valt voor een belangd len. Conjuncturele factoren en een verschuivin verantwoordelijk worden geacht voor de waarg Probleemstelling en gebiedsafbakening
Flexibiliteit kan, naar analogie van Van Wezel (1986, blz. 1), worden omschreven als het vermo gen van de volkshuishouding om zich aan te passen aan veranderingen in de omgeving. Mobiliteit, in de meest ruime zin, kan worden gedefinieerd als een verandering in de arbeidsmarktpositie van een individu. Dit betekent dat elke statusmutatie in de allocatie van arbeid op te vatten is als een uiting van mobiliteit. De statusmutatie kan een verandering inhouden van werkgever (vrijwillig of gedwongen), functie, beroep, regio, bedrijfs- klasse en allerlei combinaties daarvan. Bovendien kan er nog sprake zijn van toe- en uittredingsmo- biliteit, d.w.z. toe- en uittreding tot en uit de be roepsbevolking en overgangen tussen
werkloos-t in Nederland (en elders in Europa) gesproken ijk lag daarbij het accent op het grote aantal va- on worden vervuld. De diagnose van ‘kwalitatie- i verbreed tot allerlei andere indicatoren van af- ide arbeidsmobiliteit, scholing die niet op de ar
de sociale zekerheid, etc.). Uit de afgenomen groei en de toegenomen werkloosheid (voor een dit artikel komen op basis van een analyse van urele verstarring van de factor arbeid helemaal de arbeidsmobiliteit, zoals die in de na-oorlogse ik deel te verklaren uit meettechnische verschil- g naar de interne arbeidsmarkt moeten eerder enomen mobiliteitstoename.
heid en werken. Al deze vormen van statusmobi- liteit kunnen een bijdrage leveren aan de gewenste mate van flexibiliteit in een economie. Afnemen de mobiliteit kan duiden op ongewenste verstar ring op de arbeidsmarkt, en kan een aangrij pingspunt voor het beleid vormen.
In het kader van een langlopend onderzoek naar de mobiliteit (in opdracht van de OSA) zijn we geïnteresseerd in een analyse en evaluatie van de arbeidsmobiliteit op dit moment, alsmede in een analyse van de ontwikkelingen over een langere periode. Over de analyse van de huidige mobili teit wordt elders afzonderlijk gerapporteerd, en zullen nog nadere studies verschijnen. Hier con centreren we ons op de ontwikkeling in de tijd. Daarbij ligt het accent op het empirisch beschrij ven van de arbeidsmobilibeit in Nederland. Een beschrijving is van belang omdat de empirische kennis over arbeidsmobiliteit in Nederland gering is.1 Binnen het totaal van de mobiliteit is de over- gang tussen werkloos en werkend waarschijnlijk nog het best gedocumenteerd. Alleen voor deze vorm van mobiliteit bestaan indicatoren die als een tijdreeks van substantiële lengte beschikbaar zijn.2 Participatiegegevens worden pas sinds 1975 met enige regelmaat verzameld. Daarvoor be staan slechts gegevens uit de Volkstellingen, die overigens wel lang terug gaan. Dit zijn echter geen gegevens op individuele basis, maar stati-* D e a u teu rs zijn verb o n d en a a n d e E co n o m isc h e F aculteit
van d e U n iversiteit van A m sterd a m .
H e t a rtik e l lich t enige a sp e c te n u it een d o o rlo p e n d a r b e id sm a rkto n d erzo ek , v errich t a a n d e U n iversiteit van A m sterd a m in o p d ra c h t van d e O rg a n isa tie vo o r S trategisch A rb e id sm a rk t (OSA). R a p p o rta g e is g egeven in ‘Een e m p ir i sc h e stu d ie n a a r d e m o b ilite it in N e d e rla n d ’, O SA -w erkdo- c u m e n t nr. 3 2 , fe b r u a r i 1987, e n in 'V oluntary j o b m o b ility a n d u n em p lo ym e n t d u ra tio n : resu lts fr o m a s e q u e n tia l m o b i lity m o d e l ’, O S A -w erkd o c u m en t no. W50. D e a u teu rs zijn drs. J. W alschots van h e t C B S e rk e n te lijk vo o r zijn c o m m e n ta a r o p h e t co n cep t; u ite ra a rd is h ij n ie t m e d e p lic h tig aa n d e m a n ip u la ties e n in terp reta ties van d e C B S-gegevens.
sche aggregaten. Mobiliteit van werkenden, d.w.z. verandering van functie en/of werkgever, is lange tijd een stiefkind van de statistiek geweest. In de periode 1957 tot en met 1965, toen in Neder land geklaagd werd over te hoge mobiliteit (zie b.v. Horringa, 1956), heeft het CBS data verza meld over het personeelsverloop in de industrie op kwartaalbasis. Ook dit zijn geaggregeerde da ta, zonder waarnemingen over individuele varia belen (anders dan geslacht). Toen de klachten verstomden is de dataverzameling gestopt. Pas met de AKT van 1975 is weer informatie beschik baar gekomen en met de aanhoudende beleidsre levantie van mobiliteitsonderzoek hebben ook NPAO en OSA met speciale enquêtes aandacht aan het probleem geschonken.
Onderzoek met betrekking tot de grootste compo nent van de arbeidsmobiliteit, het vrijwillig ver anderen van functie en/of werkkring (60 a 70% van de totale mobiliteit, gedefinieerd als de som van baan-, functie-, beroeps-, inschakelings- en uittredingsmobiliteit; ALT 1979) is zowel op na tionaal als op internationaal niveau betrekklijk schaars. Met name de mobiliteitsbereidheid (zoekgedrag) krijgt relatief weinig aandacht, ter wijl het toch een feit is dat circa 20% van de werkzame personen verandering van werkkring nastreeft (NPAO-82, OSA-1985 en OSA-1986). Verklaring van het al dan niet zoeken lijkt derhal ve geboden. Voor dit onderzoek, dat zich met na me richt op de vrijwillige mobiliteit van werkza me personen, zijn betrekkelijk weinig aankno pingspunten in de internationale literatuur be schikbaar, in de zin van een pasklare theorie of een pasklaar model dat op de Nederlandse data kon worden toegepast. Dit heeft ertoe geleid dat het onderzoek in eerste instantie een inductief ka rakter heeft: beschrijvend en met accent op het formuleren van regelmatigheden in het data-mate- riaal. Een meer op deductie gestoelde analyse van de vrijwillige mobiliteit van werkzame pesonen zal het onderwerp zijn van een afzonderlijke rap portage. We beogen in dit artikel vast te stellen in hoeverre de suggestie juist is dat de mobiliteit op de arbeidsmarkt in Nederland in de laatste decen nia substantieel is afgenomen. Dit kan een bijdra ge leveren aan een oordeel over de verandering in flexibiliteit van de arbeidmarkt. Aangezien onze waarnemingen in 1957 beginnen, omspannen we zowel perioden van een sterk vraagoverschot als van een sterk aanbodoverschot van arbeid. We be perken ons tot analyse van vrijwillige baanmobili- teit, omdat daarin gedragsveranderingen de
meeste ruimte hebben om zich te manifesteren. Vrijwillige mobiliteit is gedefinieerd als een ver andering van werkkring op initiatief van de werk nemer (inclusief reacties op een dreigend ont slag). Het artikel is als volgt ingedeeld. In de vol gende paragraaf maken we een vergelijking tus sen de jaren 1957-1965 en 1977-1983, door een specifieke CBS-reeks over mobiliteit te vergelij ken met gegevens uit de Arbeidskrachtentellin gen. We gaan daarbij uitvoerig in op de vergelijk baarheid van de gegevens en de correcties die no dig en mogelijk zijn. In de paragraaf daarna rich ten we ons op de ontwikkelingen in de jaren tach tig, door de gegevens uit de NPAO- en OSA-surveys te analyseren. We sluiten af met en kele conclusies.
Vergelijking met de jaren zestig
Tijdreeksen voor de mobiliteit van arbeid zijn schaars. In feite is slechts één tijdreeks beschik baar en wel voor het personeelsverloop geduren de de periode 1957-1965. Deze door het CBS op gestelde tijdreeks geeft op kwartaalbasis de totale uitstroom voor de industrie alsmede vanaf het tweede kwartaal 1959 een afsplitsing van de uit stroom op initiatief van de werknemers. Uitspra ken over de ontwikkeling van de arbeidsmobiliteit in Nederland zijn overwegend gebaseerd op deze tijdreeks en wel in combinatie met één meetpunt in 1977.3 Ook wij zullen een uitspraak doen over de verandering in mobiliteit op basis van de gege vens uit de jaren 1957-1965 en de Arbeidskrach tentellingen. De gebruikte waarnemingsmethoden verschillen echter aanzienlijk. Na een korte bespreking van de beide waarnemingsmethoden gaan we na in hoeverre dat aanleiding geeft tot vertekeningen.
De tijdreeks voor de periode 1957-1965 (hierna aan te duiden met de ‘CBS 1957 reeks’) werd ver kregen uit rechtstreekse opgave door 96% van de industriële bedrijven die opgenomen waren in de Algemene Industriestatistiek, d.w.z. industriële ondernemingen met meer dan tien werknemers. Niet opgenomen zijn de bouwsector alsmede de gas-, elektriciteits- en waterleidingsbedrijven die uitsluitend een distributieve functie vervullen. Per onderneming is gevraagd om opgave van de per soneelsbezetting aan het begin en het einde van het verslagkwartaal én naar het aantal gedurende het kwartaal in dienst getreden respectievelijk vertrokken personen. Hierbij zijn overplaatsingen naar een vestiging van hetzelfde bedrijf in een an dere gemeente als vertrek respectievelijk
in-diensttreding opgevat. Deze gegevens zijn afzon derlijk voor mannen en vrouwen alsmede voor ar beiders en overig personeel verstrekt. Vanaf het tweede kwartaal 1959 is het verloop op iniatief van de werknemers afzonderlijk vermeld; hierbij zijn uitgezonderd vertrek wegens huwelijk (bij vrouwen), invaliditeit, pensionering, militaire dienst en emigratie, zodat de resulterende data nagenoeg de vrijwillige baanmobiliteit over de betreffende periode weergeven. De verloopcijfers zijn als percentage van de bezetting aan het begin van de beschouwde periode weergegeven en wel per bedrijfsklasse. De CBS-1957-reeks geeft dus een vrijwel volledig beeld van de opgetreden vrij willige baanmobiliteit voor industriële bedrijven met meer dan tien werknemers.4
De vaststelling van de baanmobiliteit aan de hand van de arbeidskrachtentellingen (AKT’s) ge schiedt via de vraag ‘wat was uw voornaamste be zigheid een jaar geleden?’. Via het scoringsalter- natief ‘had een andere werkkring’ wordt dan de mobiliteit gevonden. De meting heeft dus een re trospectieve basis en vergelijkt situaties op twee tijdstippen met een tussengelegen periode van cir ca een jaar. Het personeelsverloop als vastgesteld op basis van de AKT’s is dus zeker niet volledig. We gaan nu puntsgewijs na in welke mate de AKT’s de baanmobiliteit onderschatten.
a. De mobiliteitscijfers op basis van de AKT’s hebben betrekking op het aantal personen dat van werkkring veranderde. De AKT 1979 geeft de mogelijkheid om het gemiddeld aantal verande ringen per werknemer in de industrie vast te stel len. We vinden een gemiddelde van 1,25 keer per jaar (onder de baanveranderaars). Dit percentage hebben we eveneens als proxy voor de jaren 1977, 1981 en 1983 gehanteerd. Dat wil zeggen dat de AKT-mobiliteitsdata in verband met de vergelijk baarheid met de CBS-1957-reeks met een factor 1,25 zijn opgehoogd.
b. De AKT’s vergelijken twee tijdstippen met als tussengelegen periode een jaar, zodat seizoetis- fluctuaties zich aan het beeld onttrekken. Sei zoenwerkers die jaarlijks gedurende een bepaald seizoen bij hetzelfde bedrijf actief zijn worden via de AKT’s niet en op basis van de CBS-1957-reeks wel als mobiel waargenomen. Ter bepaling van het seizoenpatroon, in zowel de totale als de vrij willige uitstroom, hebben we voor de beide groot heden het seizoenspatroon geschat. Voor zowel de totale- als de vrijwillige uitstroom vinden we
sterk significante seizoensfluctuaties met een maximale uitslag ter grootte van resp. 1,72 en 1,12 (procentpunten).5 Op basis van de beschikbare data is het niet mogelijk vast te stellen in hoeverre de seizoensfluctuaties al dan niet via de AKT-data worden waargenomen. Het opvoeren van het sei zoenspatroon zou in dat geval deels een dubbeltel ling met sub(a) in houden. Een zuivere vergelij king tussen de CBS-1957-reeks en de AKT-data vereist gegevens over het aantal werknemers met een typisch seizoensgebonden arbeidspatroon, alsmede de mate waarin deze werknemers jaar lijks bij dezelfde werkgevers terugkomen.; Gege vens hieromtrent hebben we echter niet tot onze beschikking. Zeker is echter dat een deel van de seizoensgebonden mobiliteit niet wordt terugge vonden in de AKT-data. Het is niet mogelijk om een éénduidige relatie af te leiden tussen het sei zoenspatroon in de mobiliteitsgegevens en de sei zoensgebonden mobiliteit (met regelmatige terug keer naar dezelfde werkgever), zonder kennis van enkele essentiële parameters. We volstaan daarom met de veronderstelling dat de maximale sei- zoensuitslag wellicht een redelijke indicator is van de maximale omvang van de seizoensgebon den mobiliteit.6 Onder deze veronderstelling zal een neerwaartse bijstelling van de CBS-1957- reeksen, met 0-1,72 en met 0-1,12 procentpunten voor respectievelijk de totale uitstroom en de vrij willige uitstroom, de vergelijkbaarheid van de CBS-57- en de AKT-data vergroten.
c. Aan de AKT’s is slechts de baanmobiliteit voor werknemers uit de strikte beroepsbevolking te ontlenen.7 Dit vloeit voort uit de vraagstelling. Deze heeft namelijk betrekking op de voor naamste bezigheid een jaar tevoren. Responden ten die wel een werkkring hadden een jaar tevoren doch waarvoor dit niet de voornaamste bezigheid was vallen hierdoor wat de mobiliteit betreft bui ten de waarneming. De marginale beroepsbevol king omvat circa 6,5% van de totale beroepsbe volking (AKT 1979). De ongecorrigeerde mobili- teitspercentages (voor 1977, 1979, 1981, en 1983) zijn gebaseerd op de mobiliteit exclusief die van de marginale beroepsbevolking en het totale aan tal werkzame personen (inclusief de marginale beroepsbevolking). Als we veronderstellen dat de vrijwillige baanmobiliteit binnen de marginale beroepsbevolking gelijk is aan die binnen de strikte beroepsbevolking dan resulteert hieruit dat we in verband met de vergelijkbaarheid de AKT cijfers met een factor 1,07 moeten opwaarderen.8
Daarnaast valt te verwachten dat de mobiliteit on der de marginale beroepsbevolking hoger is dan die van de strikte beroepsbevolking.
d. De mobiliteitscijfers afkomstig van de AKT’s hebben een retrospectieve basis. De betrouwbaar heid van het menselijke geheugen is echter be perkt, zodat een deel van de opgetreden baanmo- biliteit niet wordt waargenomen. Omtrent de om vang van deze vertekening is een indicatie te ont lenen aan de AKT’s zelf en wel via de vraag ‘werkte U een jaar geleden bij dezelfde werkge ver’. Van de respondenten die én in 1978 én in 1979 een werkkring hadden is voor twee procent onbekend of ze al dan niet dezelfde werkgever hadden. Voor deze twee procent van de werkne mers is het waarschijnlijk dat er op enigerlei wij ze sprake geweest is van een positieveverande- ring. Een deel van deze twee procent zal dus in feite tot de mobiliteit gerekend moeten worden. Voorzover de proportie mobielen onder de cate gorie ‘weet-niet’ afwijkt van die onder de catego rie ‘weet-wel’, is een correctie nodig, die maxi maal twee procentpunten (‘weet-niet’ bevat alleen mobielen) en minimaal nul procentpunten be draagt. In verband met de vergelijkbaarheid van beide reeksen passen we daartoe een opwaartse correctie van de AKT-data toe ter grootte van 0-2 procentpunten.
e. De AKT’s bepalen de mobiliteit ten opzichte van een jaar tevoren, d.w.z. voor degenen die een jaar geleden ook werkten. Hierdoor onttrekt de mobiliteit van respondenten die gedurende het be treffende jaar tot het produktieproces toetraden zich aan het beeld, terwijl juist de groep toetre ders (m.n. schoolverlaters) het meest mobiel is. Op basis van het NPAO arbeidsmarkt-survey blijkt 14,1% van de werkzame personen binnen het eerste jaar na toetreding van werkkring te ver anderen en daarvan nog eens 5,1% tweemaal. De AKT neemt een deel van de mobiliteit van deze ca. 230.000 toetreders (AKT 1979) niet waar. Bij een gelijkmatige verdeling van de toetreding over het jaar zal gemiddeld genomen de helft van de bedoelde mobiliteit niet worden waargenomen. De telperiode voor de AKT’s loopt echter van maart tot en met mei. Hierdoor zal het gemiste gedeelte groter zijn, om dat, als gevolg van de tel periode, voor schoolverlaters (de grootste groep toetreders) de mobiliteit gedurende nagenoeg het gehele eerste jaar wordt gemist. Het niet gere gistreerde aandeel van de baanmobiliteit geduren
de het eerste jaar, na toetreding, zal dus ergens liggen tussen 50 en 100%. Dit betekent dat tussen de 22.000 en 44.000 mutaties niet geregistreerd worden, hetgeen overeenkomt met circa 0,5 a 1,0% van de werkzame personen. Ook hier kan sprake zijn van een zekere mate van dubbeltelling met de meervoudige mobiliteit (sub a). Een op waardering van de AKT-mobiliteitscijfers ter grootte van ergens tussen 0,5 en 1,0 procentpun ten zal de vergelijkbaarheid van beide reeksen dus vergroten.
ƒ Het personeelsverloop volgens de CBS-1957- reeks is exclusief de mobiliteit van werknemers bij bedrijven met minder dan tien werknemers. Op basis van de AKT-1979 blijkt dat de mobiliteit van werknemers in deze bedrijven beneden ge middeld is (namelijk 4,2% tegen gemiddeld 6,4%). De CBS-1957-reeks geeft dus een over schatting van de totale mobiliteit inclusief werk nemers in bedrijven met minder dan tien werkne mers (zoals de AKT-data). In de periode
1957-1965 werkte gemiddeld circa 15 a 20% van de werknemers bij bedrijven met minder dan tien werknemers (in de industrie), terwijl de mobili teit binnen deze bedijven ongeveer 66,6% van die in de overige bedrijven bedraagt. Als benadering van de overschatting als bovenbedoeld geldt nu: bovengrens: 0,85 x 1 + 0,15 x 0,67 = 0,95 ondergrens: 0,80 X 1 + 0,20 x 0,67 = 0,93
Een neerwaarste bijstelling van de
CBS-1957-reeks met 0.94 (het gemiddelde) zal dus de vergelijkbaarheid met de AKT-data ver beteren.
g. Met betrekking tot de uitstroom (kolom 1, ta bel 1) missen de AKT cijfers het uittreden als ge volg van sterfte onder werkzame personen. Dit betreft circa 26.000 personen per jaar (Statistisch Zakboek 1979) oftewel circa 0,5% van de werkza me personen.
De exacte gegevens ten aanzien van bedoelde meettechnische verschillen zijn uiteraard niet be schikbaar. Dit impliceert dat de correcties die we opvoeren noodzakelijkerwijs door onbetrouw- baarheidsmarges zijn omgeven. Zo zijn een aantal van onze correctieposten onderling afhankelijk, terwijl van een aantal andere correctieposten slechts de grenzen zijn aan te geven waarbinnen de vertekening valt. Resumerend kunnen we stel len dat de correctieposten vallend onder sub a, c, e, f en g vrij hard zijn, terwijl de correcties
val-Tabel 1. Totale uitstroom bedrijven en vrijwillige mobiliteit in de industrie
Uitstroom bedrijven op initiatief van de werk- Uitstroom bedrijven in % van de bezetting nemer in % van de bezetting bij aanvang van bij aanvang van periode de periode
(1) (la) (2) (2a) 1957 30,0 26,1-27,8 - -1958 24,4 20,9-22,6 - -1959 25,2 21,7-23,4 14,8 12,9-14,0 1960 27,8 24,0-25,7 16,1 14,6-15,7 1961 29,1 25,3-27,0 17,8 15,7-16,8 1962 28,0 24,2-25,9 15,7 13,7-14,8 1963 28,0 24,2-25,9 16,4 14,4-15,5 1964 28,6 24,8-26,5 16,1 14,1-15,2 1965 27,7 24,0-25,7 16,1 14,1-15,2 1977 10,5 14,5-17,0 5,1 7,3- 9,9 1979 10,4 14,4-16,9 4,7 6,8- 9,3 1981 11,3 17,6-20,1 4,1 6,0- 8,5 1983 9,5 13,2-15,7 1,5 3,1- 5,6 Bron:
* 1957-1965; CBS, Maandstatistiek van de Nijverheid, Maandstatistiek Industrie en Sociale Maandstatistiek. * 1977 en 1983; CBS, Arbeidskrachtentellingen, 1979 en 1981 samengesteld uit het grondmateriaal van de ar
beidskrachtentellingen.
lend onder sub b en d zwak en deels speculatief zijn. Meer adequate gegevens zijn echter niet be schikbaar, zodat hantering van de opgevoerde correcties vooralsnog het best haalbare inzicht in de ontwikkeling van de baanmobiliteit gedurende de afgelopen decennia oplevert.
Tabel 1 geeft de tijdreeksen voor de totale uit stroom van bedrijven in de industrie (kolom 1) en voor het verloop op initiatief van de werknemer (kolom 2). De kolommen la en 2a geven de be treffende reeksen na de bedoelde correcties in verband met verschillen in meettechniek. De waarnemingen voor 1977 en 1983 zijn ontleend aan de AKT-publicaties van CBS; die voor 1979 en 1981 zijn door ons vastgesteld op basis van het grondmateriaal van de AKT’s. Dit laatste ge schiedde omdat publikatie door het CBS van de voor mobiliteit relevante data voor deze jaren niet had plaatsgevonden (november 1986).
We stellen vast dat de spectaculaire afname van zowel de totale uitstroom als de vrijwillige mobi liteit (van ca 27% naar 10% en resp. van 16% naar 4,5%) voor een groot deel is toe te schrijven aan de vertekening die optreedt als gevolg van de ge hanteerde waarnemingsmethoden. Additioneel
aan de bovenstaande argumenten, geeft een verge lijking van de AKT-mobiliteitsdata met die uit het NPAO-arbeidsmarktsurvey (1982) een indicatie van de mogelijke onderschatting van de mobiliteit via de AKT waarneming. Vaststelling van de baanmobiliteit aan de hand van het NPAO-ar- beidsmarktsurvey kan plaatsvinden via een re constructie van het arbeidsverleden van de respondenten (op basis van retrospectie). Op de vergeetfactor na geeft het NPAO-bestand de baan mobiliteit vrijwel volledig weer. Ondanks het feit dat beide enquêtes de mobiliteit op basis van re trospectie bepalen en dus niet volledig zullen zijn, geeft het NPAO-survey een vrijwillige baanmobi liteit die 30 a 40% hoger is dan die van de AKT’s (8,3 en 7,7% tegen 5,3 en 4,9% voor resp. 1979 en 1981). Deze vergelijking is echter ook niet exact omdat de waamemingsperioden niet precies overeenkomen. Daarnaast kan de NPAO-waarne ming uiteraard een overschatting van de vrijwilli ge baanmobiliteit inhouden. Nemen we echter beide indicaties in overweging, dan kan geconclu deerd dat de AKT’s de baanmobiliteit substantieel onderschatten, waarbij het denkbaar is dat de on derschatting ergens tussen 25 en 50% zal liggen (5,1% tegen 7,3 a 10% voor 1977).
Tabel 2. Personen die tijdens de enquête bij een ander bedrijf werkzaam waren dan een jaar voordien naar reden beëindiging vorige werkkring
Volume X 1000 Procenten van het totaal
1975 1977 1979 1981 1983 1975 1977 1979 1981 1983
Bedrijfssluiting 58 45,8 33,7 62,6 45,4 17,2 15,2 11,3 19,4 29,0
Was tijdelijk werk 21 23,8 16,0 18,9 20,0 6,4 7,9 5,4 5,9 2,8
Totaal onvrijwillig 79 69,6 49,7 81,5 64,4 23,6 23,1 16,7 25,3 31,8 Persoonlijke omstan-digheden1 46 45,6 41,2 39,2 15,7 14,1 15,2 13,8 12,2 10,0 Hoger loon 77 71,4 69,2 49,5 19,5 23,5 23,7 23,3 15,4 12,5 Geschikter werk 88 93,5 106,5 102,9 45,2 26,9 31,3 35,8 32,0 28,9 Overige reden2 35 19,5 28,4 48,9 10,5 10,7 6,5 9,5 15,2 6,7 Totaal vrijwillig 246 230,3 247,8 240,5 90,7 76,4 76,9 83,3 74,7 68,2 Totaal vrijwillig +
on-vrijwillig 327 300,9 297,5 322,0 156,4 100 100 100 100 100
Bron: Arbeidskrachtentellingen 1975, 1977, 1983. 1979 en 1981 samengesteld uit het grondmateriaal van de be treffende AKT's.
1. Huwelijk, gezinsomstandigheden, gezondheid, betere huisvesting, dichter bij huis.
2. Inclusief was ‘militair’ en ‘pensioen’ voor 1979 en 1981 en exclusief voor de overige perioden.
De spectaculaire terugval in de vrijwillige mobili teit tussen 1965 en 1977 met 11 procentpunten (van 16.1 naar 5.1%), zoals geconstateerd op basis van de niet voor meettechnische verschillen ge corrigeerde data, wordt nogal eens opgevat als een indicatie voor een optredende verstarring van de arbeidsmarkt gedurende die periode. Het is echter de vraag in hoeverre zo’n indicatie te ontle nen is aan de voor de meettechnische verschillen gecorrigeerde data, die slechts een terugval van 4,2 a 7,9% te zien geven (voor 1965 naar 1977). Immers, zowel de conjuncturele als de structurele economische omstandigheden voor beide ver schillen sterk. De jaren 1957-1965 stonden in het teken van een lange termijn opgaande trend, om geven door onverdeeld optimistische toekomst verwachtingen, hetgeen gepaard ging met een uiterst gespannen arbeidsmarkt. Het personeels verloop aan het einde van de periode (1965) was praktisch even hoog als in 1957, het jaar waarin het CBS met de registratie begon in verband met het alom te hoog geachte personeelsverloop. Dit laatste blijkt o.a. uit het volgende citaat uit de be geleidende tekst die het CBS bij de introductie van de verloopcijfers opnam: ‘Het personeelsver loop heeft de laatste jaren — mede onder invloed van de spanningen op de arbeidsmarkt — een zodanige omvang aangenomen dat grote schade
wordt toegebracht aan individuele ondernemingen en aan de volkshuishouding in haar geheel’.9 Zoals hiervoor reeds werd vastgesteld, was de mobiliteit in 1965 nog even hoog als in 1957. Toch verstomden de klachten over de te hoge mobiliteit en werd de registratie gestaakt. Kennelijk is de omvang van de mobiliteit niet de enige factor die bepaalt in hoeverre de mobiliteit als bevredigend wordt ervaren. Dit is een belangrijke constatering met betrekking tot het vraagstuk rond de gewenste arbeidsmobiliteit. We laten dit hier echter voor wat het is en beperken ons tot de vaststelling dat de mobiliteit in 1965 als hoog (te hoog?) geken merkt moet worden. Hierbij valt op te merken dat gedurende de jaren 1960-1965 de personen uit de geboortegolf van na 1945 zich op de arbeidsmarkt begaven. Gegeven het feit dat de mobiliteit het do mein van de jonge, juist toegetreden werknemers is, betekent dit dat naast de spanning op de ar beidsmarkt demografische factoren en positieve invloed uitoefenden op de vrijwillige baanmobili- teit gedurende de betreffende periode.
De economische situatie in 1977 daarentegen wordt gekenmerkt door oplopende werkloosheid met de eerste oliecrisis nog vers in het geheugen. Kortom, een situatie gekenmerkt door negatieve toekomstverwachtingen en omgeven door een toe nemende mate van onzekerheid. Dat de
vrijwilli-1974 1975 1976 1977 1978 1979 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987
ge baanmobiliteit in 1977 lager was dan in 1965 geeft dus geenszins aanleiding tot verbazing. In 1977 was de geregistreerde werkloosheid circa zes keer zo hoog als in 1965. Een terugval is de vrijwillige baanmobiliteit onder invloed van de conjunctuur ter grootte van 4,2 a 7,9 procentpun ten is zeker niet ondenkbaar. Sterker, in het con juncturele daljaar 1958 trad een afname van 5,6% op (tabel 2). De afname van de vrijwillige mobili teit gedurende de periode 1965-1977 hoeft dus geen indicatie voor verstarring van de ar beidsmarkt in te houden. Zeker niet als we daar naast rekening houden met de groei van interne arbeidsmarkten, die onder invloed van de toege nomen concentratie10 en de daarmee gepaard gaande groei van de optimale bedrijfsomvang (Minimum Optimal Scale) gestalte kreeg. Kwan titatieve gegevens omtrent de groei van de interne arbeidsmarkten zijn niet beschikbaar, doch dat er van een toename sprake is geweest lijkt aan geen twijfel onderhevig.11 Het aantal via interne ar beidsmarkten verlopende mutaties in de allocatie van arbeid was over de periode 1980-1985 van de zelfde orde van grootte als het aantal via de exter ne arbeidsmarkt verlopende mutaties (beide ca. 5% van de werkzame personen:
OSA-ar-beidsmarktenquête 1985). Alle bovenvermelde argumenten in overweging nemend lijkt het voor lopig noodzakelijk vraagtekens te zetten bij de op vattingen dat de mobiliteitsbereidheid van werk nemers over de periode 1965-1977 structureel is afgenomen (verstarring van de Nederlandse ar beidsmarkt). Daarvoor zijn andere argumenten nodig. Zeker gezien het feit dat vrijwillige baan mobiliteit zich, ondanks de sterk oplopende werkloosheid, tot en met 1981 handhaafde op het niveau van 1975 (ca. 250.000 per jaar op basis van de AKT’s; zie tabel 2).
De jaren tachtig
Handhaafde de baanmobiliteit zich tot 1981 op het niveau van 1975, na 1981 deed zich een halvering voor tot circa 156.000 in 1963 (zie tabel 2). Bij de ze dramatische daling in de baanmobiliteit lag het accent op de vrijwillige component, terwijl de te rugval vertraagd volgt op de vanaf 1980 explosief stijgende werkloosheid. De vrijwillige baanmobi liteit daalde met 62% van 240.000 naar 91.000 en de onvrijwillige mobiliteit daalde met 20% van 81.500 naar 65.000 per jaar. Deze terug val is vast gesteld op basis van een en dezelfde waarne mingsmethode en heeft zich binnen een zeer korte
Tabel 3. Zoeken en vrijwillige baanmobiliteit in drie enquêtes
Percentage mobie- Percentage Percentage zoe- Percentage mobie- len onder niet mobielen totale kenden len onder zoekenden zoekenden steekproef M V T M V T M V T M V T
NPA082 16,2 14,5 15,6 10,0 9,3 9,8 6,3 6.9 6,5 6,9 7,3 7,0
OSA85 24,7 20,4 23,2 13,9 22,7 16,6 4,7 9,7 6,5 7,0 12,4 8,9
OSA86 23,2 25,8 24,1 17,2 28,6 21,3 4,0 10,6 6,2 7,0 15,2 9,8
M = mannen, V - vrouwen, T = mannen + vrouwen
periode voltrokken. Dit betekent dat niets anders valt te concluderen dan dat de vrijwillige doorstroming op de arbeidsmarkt na 1981 ernstig is afgenomen. Frappant hierbij is het feit dat zich op zo’n korte termijn een zo omvangrijke omwen teling kan optreden.
Figuur 1 geeft een aantal voor de arbeidsmarkt van belang zijnde tijdreeksen. Vanaf 1975 tot 1980 was de situatie redelijk stabiel, met een tamelijk hoog niveau van werkloosheid en slechts geringe fluctuaties in de baanmobiliteit en het aantal vaca tures. Vacatures en mobiliteit fluctueerden paral lel. Het is echter moeilijk aan te geven of de vaca tures vooruitliepen op de mobiliteit of andersom. Beide causaliteiten zijn namelijk a priori plausi bel. Aan de ene kant moeten er namelijk eerst va catures zijn voordat baanmobiliteit zich kan voor doen, terwijl aan de andere kant, gegevens een vast aantal initiële vacatures, het totale aantal va catures voor een belangrijk deel zal afhangen van het aantal baanveranderingen. Een afname van het totale aantal vacatures kan dus het gevolg zijn van een daling in de baanmobiliteit (vrijwillig of onvrijwillig) zonder dat de totale werkgelegen heid verandert. Ondanks het lage niveau van het aantal vacatures zien we de bekende inverse rela tie tussen werkloosheid en het aantal vacatures. Beginnende bij 1980, explodeerde de werkloos heid, daalde het aantal vacatures en viel de vrij willige baanmobiliteit terug met circa 60%. In deze tamelijk dramatische ontwikkeling, kan 1983 gezien worden als het keerpunt. Het aantal vaca tures bereikte toen het dieptepunt. De baanmobi liteit herstelde zich ergens tussen 1982 en 1984 (nadere localisering is niet mogelijk vanwege de tweejaarlijkse waarneming). De groei van de werkloosheid vlakte af na 1983 en de werkloos heid bereikte het hoogste punt in 1984.
Tabel 3 geeft enige mobiliteitsgegevens met be
trekking tot beide zijden van het bovenbedoelde keerpunt. Voor de tweejaarsperiode 1981-1982 zijn de data afkomstig van de NPAO-enquête 1982 en voor de jaren 1985 en 1986 van de OSA-ar- beidsmarktenquêtes 1985 en 1986. De NPA082 steekproef refereert aan een periode waarin de ar- beidsmarktsituatie snel verslechterde terwijl de OSA85 en OSA86 data betrekking hebben op een periode waarin met name de stromen op de ar beidsmarkt zich herstelden.
De ontwikkeling in de vrijwillige baanmobiliteit van vrouwen en mannen blijkt nogal te verschil len. Het totale mobiliteitspercentage van manne lijke werknemers bleef tussen 1982 en 1986 onge veer constant. De vrijwillige mobiliteit onder vrouwelijke werknemers is echter sterk toegeno men: meer dan verdubbeld. De vrijwillige baan mobiliteit onder vrouwelijke werknemers in 1986 kwam daarmee op het dubbele van de mobiliteit onder mannelijke werknemers. De zoekactivitei- ten onder mannelijke werknemers zijn tussen 1982 en 1986 met zo’n 50% toegenomen, terwijl de feitelijk tot stand gebrachte baanmobiliteit constant bleef. Het onderliggende patroon laat echter een sterk toegenomen mobiliteit zien onder zoekende werknemers en een sterk afgenomen mobiliteit onder niet zoekende mannelijke werk nemers. Als baanverwisselingen onder niet zoe kende werknemers worden opgevat als vraagef- fecten, dan is het duidelijk, dat de mate waarin mannelijke werknemers rechtstreeks benaderd worden door werkgevers, sterk is afgenomen tus sen 1982 en 1986. Voor vrouwelijke werknemers komt een totaal ander beeld naar voren. De zoek- activiteiten namen sterker toe dan onder manne lijke werknemers: bijna een verdubbeling tussen
1982 en 1986. De mobiliteit onder vrouwelijke werknemers verdubbelen ruimschoots, waarbij het onderliggende patroon duidt op een
verdrie-voudiging van de mobiliteit onder zoekende vrou welijke werknemers. Tegengesteld aan de sterke afname van mobiliteit zonder zoeken bij mannen, vinden we voor vrouwelijke werknemers dus een toegenomen vraageffect op de mobiliteit (demand pull effect). Het verschil in mobiliteit, dat in 1982 nog gering was, is dus substantieel toegenomen tussen 1982 en 1986.
Vatten we onze resultaten voor de jaren tachtig sa men, dan kan worden gesteld dat de mobiliteit tus sen 1981 en 1983 dramatisch is gedaald: de totale mobiliteit werd gehalveerd. Het merendeel hier van komt op rekening van de vrijwillige mobiliteit die met 60% daalde, tegen 20% voor de onvrijwil lige mobiliteit. Het ligt voor de hand om dit toe te schrijven aan de scherpe stijging van de werkloos heid na 1980, die het vinden van een baan moeilij- ker maakt en de risico’s bij verandering van werk gever deed stijgen (senioriteitsprincipe). Het her stel van de baanmobiliteit tussen 1983 en 1984 (welke zich m.n. sterk doorzette vanaf medio 198512 is dan in overeenstemming met de afvlak - king in de werkloosheidsontwikkeling.
Het blijkt van belang om bij mobiliteit onder scheid te maken naar mobiliteit van degenen die actief zelf naar een andere baan zochten en van degenen die dit niet deden. In dit laatste geval is er veel duidelijker sprake van een invloed van de vraagzijde. Met dit onderscheid blijkt ook een duidelijk onderscheid tussen vrouwen en man nen. Tussen 1982 en 1986 zochten mannen meer, de zoekers vonden ook vaker een baan, maar de niet-zoekers waren minder vaak mobiel: een ge ringere zuigkracht aan de vraagzijde. Bij vrouwen daarentegen nam de mobiliteit onder niet-zoeken- den niet noemenswaardig af: hier manifesteerde zich geen negatief vraageffect. Op het belang van het onderscheid tussen zoekers en niet-zoekers wordt nader ingegeaan in Hartog et al (1988). 13
Conclusies
De discussie over de werking van de arbeidsmarkt concentreert zich in Nederland met name rond de vraag in hoeverre zich gedurende de jaren zeventig een structurele verstarring van de factor arbeid heeft voorgedaan. In dit artikel is, op basis van de beperkt beschikbare tijdreeksen, de ontwikkeling van de mobiliteit van werkenden (baanmobiliteit) in beeld gebracht. De baanmobiliteit via de exter ne arbeidsmarkt is tussen het midden van de jaren zestig en de tweede helft van de jaren zeventig af genomen. De dramatische afname, als geconsta teerd op basis van de CBS-1957 reeks en de
AKT-data voor 1977, blijkt echter voor een substantieel deel te berusten op meetverschillen, waarbij met name de AKT’s de baanmobiliteit sterk onder schatten. De afname in de baanmobiliteit die resteert na correctie voor de gebruikte meettech nieken hoeft geenszins te wijzen op een structure le afname van de mobiliteit onder werkenden. De mobiliteitsdata wijzen eerder in de richting van een conjucturele oorzaak voor de terugval in de baanmobiliteit tussen 1965 en 1977. Zo doen zich gedurende de jaren vijftig en gedurende de jaren tachtig fluctuaties in de baanmobiliteit voor die van gelijke grootte zijn als de terugval die zich voordeed tussen 1965 en 1977. Mede gezien het feit dat in 1965 sprake was van hoogconjunctuur en een uiterst gespannen arbeidsmarkt, terwijl 1977 deel uitmaakte van een neergaande conjunc tuur en viel binnen een periode waarin omvangrij ke structurele veranderingen plaatsvonden, lijkt het aannemelijk dat de terugval in de baanmobili teit voornamelijk conjuncturele oorzaken heeft gehad. Voorzover er toch sprake is geweest van een structurele afname in de baanmobiliteit, weerspiegelt dit vermoedelijk de verschuiving die zich heeft voorgedaan van de externe naar de in terne arbeidsmarkt. De ontwikkelingen in de baanmobiliteit over de periode 1959-1986 recht vaardigen niet de conclusie dat zich onder de wer kende beroepsbevolking een verstarring van de factor arbeid heeft voorgedaan gedurende de na oorlogse periode. Wel tonen ze aan dat zich op de korte termijn zeer heftige fluctuaties kunnen voordoen in de mobiliteit van werkenden, zowel opwaarts (eind jaren vijftig) als neerwaarts (1958 en 1981-1983). De mate waarin de kortstondige, maar zeer krachtige contractie in de baanmobili teit, als opgetreden gedurende de jaren 1981-1983, spill-over effecten heeft gehad op de overige stro men van de arbeidsmarkt is vooralsnog onbekend en onderwerp van verdergaand onderzoek.
Noten
1. Als een van de weinige artikelen gericht op dit terrein kan genoemd worden: A.W .F. Corpeleyn, Arbeidsmobiliteit en werkgelegenheidstructuur, Economisch-Statistische Berichten, no: 3389, 1980. Voorts zijn recentelijk enige rapporten van de OSA uitgekomen op dit terrein: A.M .C. Vissers, A M. de Vries, A.G. ter Huume, Ver andering van baan; een lonende zaak? Oktober 1986, Den Haag.
A.M .C. Vissers, W .N .J. Groot, Arbeidsmobiliteit, belo ning en loopbaan, de flexibiliteit van werkenden en werk lozen, OSA voorstudie V25, mei 1988, Den Haag.
J. Hartog, E.W. Mekkelholt, H. van Ophem, Job mobili- ty and unemployment duration: results from a sequential mobility model, OSA werkdocument no. 50, mei 1988, Den Haag.
2. J. Hartog, Tussen vraag en aanbod, Leiden 1980, hoofd stuk 3.
3. Eindrapport van de werkgroep ‘Allocatiefunctie van be- loningsverschillen’, Ministerie van Sociale Zaken en Werkgelegenheid, augustus 1984.
4. Voor een uitgebreide beschrijving, zie Maandstatistiek van de Nijverheid, CBS, 1957.
5. Voor het seizoenpatroon vinden we de volgende verge lijking:
Totaaluit = 1.86 + 0,6 Totaaluit j + 0,63 S, + 0,37 S2 + 1,72 S3 + 0,0111 (2.14) (5.28) (3.07) (1,92) (8,12) (1.81) Vrijwuit = 1,13 + 0,54 vrijwuit, + 1,12 Sj + 0,39 S3 + 1,35 S3 + 0,001 t
(1,26) (2,87) (4,39) (2,03) (6,07) (0,11) (tussen haakjes t-waarden)
Met totaaluit en vrijwuit: respectievelijk de totale uit stroom bedrijven gedurende één kwartaal en de uitstroom op eigen initiatief gedurende één kwartaal. S ,, S2 en S3 kwartaaldummies voor respectievelijk het le, 2e en 3e kwartaal en t een linieare trend variabele.
6. De veronderstelling is in ieder geval terecht indien de jaarobservatie plaatsvindt in het betrokken kwartaal, in dien elke mobiele persoon in dit kwartaal ‘seizoenwisse- laar is, en volgend jaar in dit kwartaal bij dezelfde werk gever vertoeft, en indien alle andere seizoeneffecten (in
de andere kwartalen) duurzame separaties betreffen. 7. Het CBS hanteert de volgende definitie:
1) met beroep als voornaamste
bezigheid ; strikt werkend
2) werkzoeken ; strikt werkloos
3) met beroep als nevenactiviteit ; marginaal werkend 4) werkzoeken i.v.m.
nevenactiviteit ; marginaal werkloos
* 1 + 2 = beroepsbevolking in strikte zin * 3 + 4 = marginale beroepsbevolking
8. In hoeverre dit ook geldt indien men een vergelijking tus sen aan CBS-publicaties ontleende baanmobiliteit wenst, is ons niet bekend.
9. Maandstatistiek van de Nijverheid, CBS, 1957, blz. 324. 10. Zie J. Hartog, Tussen vraag en aanbod, Stenfert Kroese,
Leiden, 1980, blz. 108.
11. Zie o.a. Interne arbeidsmarkttheorieën, een overzicht, A. de Grip, Maandschrift Economie, 1985.
12. Met betrekking tot de ontwikkeling van de baanmobiliteit na 1984 (1985-1986) zijn alleen data beschikbaar af komstig van de OSA-enquêtes. Deze geven de snelle ac- celaratie van de baanmobiliteit weer. In verband met de slechte vergelijkbaarheid met de CBS data is deze ont wikkeling echter niet in grafiek 1 opgenomen. 13. Testing the relevance of job search for job mobility, J.
Hartog, E.W . Mekkelholt en H. van Ophem, binnenkort te verschijnen in Economics Letters.
