De participatiegraad in regio’s van de EG
Werkgevers- en werknemersorganisaties, politici en arbeidsmarktdeskundigen, alle zijn he vandaag de dag met elkaar eens: de arbeidsparticipatie in Nederland in vergelijking met ander westerse landen is te laag en moet dringend omhoog. Deze eensgezindheid is toe te schrijven aai het in 1990 verschenen WRR-rapport ‘een werkend perspectief waarin grote zorg wordt uitge sproken over de relatief lage participatiegraad in Nederland. Een volgende stap is om het me; elkaar eens te worden langs welke weg de participatiegraad in Nederland kan worden verhoogd Om maatregelen te kunnen bepalen die ertoe bijdragen dat een groter deel van de potentiël beroepsbevolking zijn diensten op de arbeidsmarkt aanbiedt, is het van belang voldoende zich te hebben op de factoren die hier op van invloed zijn. Het doel van dit artikel is om een bijdrag te leveren aan dit inzicht. Het bespreekt een modelmatig onderzoek, verricht naar de participa tiegraad op basis van regionale arbeidsmarktgegevens in de landen van de EG.
Alvorens dit onderzoek te bespreken is het van belang nader aan te geven in welk opzicht het een bijdrage levert aan de literatuur en zodoende het al bestaande inzicht in de verklarende facto ren van arbeidsparticipatie kan vergroten. Wie er de bestaande onderzoeksliteratuur over arbeids participatie op naslaat, komt een omvangrijke stroom tegen van zowel micro-, macro- als regio naal economisch onderzoek. Het regionaal econo misch onderzoek neemt onder deze drie een bijzondere plaats in. Regionaal economisch on derzoek naar arbeidsparticipatie spitst zich toe op de verklaring van de participatiegraad van groe pen van individuen wonend of werkend in be paalde gebieden — geschat als functie van in beginsel lokale variabelen - en onderscheidt zich van micro-economisch onderzoek dat zich toe spitst op de participatiebeslissing van individuen als functie van in beginsel persoonlijke of gezins- variabelen. In aansluiting hierop kunnen beide typen van onderzoek van elkaar gebruik maken. Regionaal economisch onderzoek kan rekening houden met de frequentie waarmee persoonlijke en gezinsvariabelen onder de bevolking voorko
* J. P aul Elhorst is universitair docent Regionale Economie aan de RuG.
men en micro-economisch onderzoek kan reke ning houden met lokale variabelen gekoppeld aai individuele woon- of werklokaties.
Ondanks deze mogelijkheden tot wederzijdse toe nadering, vertonen beide typen van onderzoel echter een sterk eigen karakter (De Galan en Vai Miltenburg 1991, p. 25-86). Het micro-economi sch arbeidsmarktonderzoek dat door de neo-klas sieke theorie wordt gedomineerd gaat uit van ht evenwichtsheistellende karakter van het arbeids marktmechanisme: elke onevenwichtigheid tusse: het aanbod van en de vraag naar arbeid zal o; afzienbare termijn verdwijnen. Regionaal econc misch onderzoek daarentegen heeft duidelijk ff maakt dat regionale arbeidsmarkten langdurig ui evenwicht kunnen zijn. Zo is gebleken dat et: relatief hoog werkloosheidspercentage in een ad tergebleven regio meer dan eens een permanei karakter draagt. Met het oog daarop heeft regio naai economisch onderzoek zich meer dan mier economisch onderzoek toegelegd op de invloi van lokale arbeidsmarktomstandigheden en op o gebied ook relevante resultaten laten zien. B andere eigenschap van regionaal economisch oi derzoek is dat het in een meerderheid van de ff vallen is gebaseerd op data verzameld voor bf stuurlijke regio’s en zodoende beter in staat is of de invloed van relevante arbeidsmarktmaatregelf
van lokale beleidsorganen door te rekenen en deze vervolgens van advies te voorzien.
Net als regionaal economisch onderzoek spitst ook macro-economisch onderzoek naar arbeids participatie zich toe op de verklaring van de participatiegraad van groepen van individuen. Niettemin leidt het regionaal economisch onder zoek in het algemeen tot een verrijking van het macro-economische onderzoek, omdat het laatste geen recht doet aan verschillen tussen regio’s binnen een land, terwijl die verschillen vrij aan zienlijk kunnen zijn. Op grond van de data die verderop in dit artikel worden besproken en ge analyseerd is vastgesteld dat verschillen in de mannelijke en vrouwelijke participatiegraad tus sen regio’s binnen één land van de EG gemiddeld 69% en 55% bedragen van die tussen de landen van de EG. Om deze redenen kan het analyseren van de arbeidsmarkt in een ruimtelijke c.q. regio nale context meer inzicht verschaffen in de ach terliggende oorzaken van arbeidsparticipatie dan louter een analyse op macro-data waarin het begrip ruimte geen rol speelt.
Een tekortkoming van het regionaal economisch onderzoek naar arbeidsparticipatie in vergelijking met het macro-economisch onderzoek is dat het onderzoeksgebied zich tot nu toe voornamelijk heeft beperkt tot één land. Dit is een bezwaar omdat het effect van bepaalde variabelen alleen is vast te stellen op basis van data uit meerdere landen. Voorbeelden hiervan zijn het loon- en sociale zekerheidsstelsel. Om de effecten hiervan te kunnen bepalen op de arbeidsparticipatie in Nederland is een vergelijking met andere landen welhaast onmogelijk. Internationaal vergelijkend onderzoek is echter alleen mogelijk bij de gratie van voldoende data en daar heeft het tot nu toe in veel gevallen aan ontbroken. Dankzij het feit dat Eurostat al weer voor een reeks van jaren ar- beidsmarktgegevens verzamelt voor 146 regio’s in de 12 landen van de EG is het echter vanaf heden mogelijk in deze leemte te voorzien, dat wil zeggen regionaal economisch onderzoek te verrichten naar arbeidsparticipatie in een interna tionale context. Op basis van deze gegevens is een databestand geconstrueerd bestaande uit 835 waarnemingen over de periode 1983-1989. Tegen deze achtergrond is de opzet van dit artikel als volgt. Eerst wordt in het kort ingegaan op het model dat aan de verklaring van de regionale participatiegraad ten grondslag heeft gelegen. Vervolgens wordt uitgebreid ingegaan op de
verkregen resultaten en wordt naar aanleiding van deze resultaten een aantal beleidsrelevante con clusies getrokken.
De modelopzet
In dit onderzoek is een relatie geschat tussen de regionale participatiegraad van mannen en vrou wen en zijn belangrijkste determinanten (zie ook Elhorst 1993). Hieronder volgt een lijst van de geselecteerde variabelen met tussen haakjes de eenheid waarin iedere variabele is gemeten en het niveau waarop iedere variabele beschikbaar is:
Werkloosheid: het regionale werkloosheidscijfer
(%, regio).
Loon: het netto uurloon van arbeid (ECU, land). WAO: sociale zekerheidsuitgaven aan arbeidson
geschiktheid per hoofd van de potentiële beroeps bevolking (ECU, land).
VUT: aantal jaren dat voor het bereiken van de
65-jarige leeftijd met inkomenssteun uit het ar beidsproces kan worden getreden (jaar, land).
Landbouw: aandeel van de werkgelegenheid in de
landbouw (%, regio).
Industrie: aandeel van de werkgelegenheid in de
industrie (%, regio).
Deeltijd: aandeel mannen werkzaam in deeltijd
(%,land).
Scholing: de scholingsgraad van de volwassen
beroepsbevolking (%,land).
Bevolking: de samenstelling van de bevolking
naar leeftijd en geslacht (%, regio).
De hierboven genoemde scholings- en bevol- kingsvariabelen staan niet op zichzelf, maar vor men grootheden die met behulp van principale componentenanalyse uit een aantal onderliggende variabelen zijn samengesteld. Voor deze opzet is gekozen enerzijds omdat deze grootheden in het algemeen niet met behulp van één kengetal zijn weer te geven en anderzijds omdat de variabelen die aan deze grootheden ten grondslag liggen onderling vaak sterk correleren en daarom beter tot één of enkele componenten gereduceerd kun nen worden om multicollineariteit te vermijden. De scholingsvariabele is bepaald door in navol ging van de OECD (1989 1992b) een onderscheid te maken naar vier opleidingsniveaus, per oplei dingsniveau na te gaan hoeveel procent van de volwassen beroepsbevolking (25-64 jaar) dit niveau heeft bereikt en vervolgens op grond van de geschatte coëfficiënten verkregen met behulp
Tabel 1 Principale componentenanalyse toegepast op de variabelen ter beschrijving van de samenstelling van de bevolking naar leeftijd en geslacht
Geslacht/leeftijd Gemiddelde aandeel TP 1 score TP 2 score
M 0-14 8.95% -.0947 -.0275 V 0-14 8.55% -.0991 -.0278 M 15-24 8.40% -.1384 -.1590 V 15-24 8.46% -.1814 -.1390 M 25-34 7.22% .0012 .3016 V 25-34 7.24% -.0198 .3450 M 35-44 6.75% .1039 .4044 V 35-44 6.70% .1043 .3727 M 45-54 6.13% .1381 .0531 V 45-54 6.17% .1478 .0004 M 55-64 5.37% .1415 -.2043 V 55-64 5.99% .1522 -.1416 M 65+ 5.59% .0830 -.1156 V 65+ 8.46% .0794 -.0271
van principale componentenanalyse deze percen tages met elkaar te sommeren.
Scholing:
- 0,017 * % basisonderwijs (1); + 0,031 * % voortgezet basisonderwijs; + 0 ,0 2 0 * % middelbaar of hoger onderwijs; + 0,137 * % universitair onderwijs.
De samenstelling van de bevolking naar geslacht en leeftijd is gemeten met behulp van twee com ponenten. Deze zijn samengesteld uit 14 variabe len die het aandeel van verscheidene bevolkings groepen in het totaal van de bevolking beschrij ven - mannen en vrouwen in 7 leeftijdsgroepen. In tabel 1 worden deze componenten nader om schreven. De eerste component kan worden geïn terpreteerd als de ontgroening en vergrijzing van de bevolking, het feit dat het aantal ouderen alsmaar toeneemt, terwijl het aantal jongeren dat daar tegenover staat alsmaar afneemt. Deze ont wikkeling komt duidelijk tot uitdrukking in de coëfficiënten. Het teken van de jongere mannelij ke en vrouwelijke leeftijdsgroepen is negatief en van de oudere mannelijke en vrouwelijke leef tijdsgroepen positief. De tweede component kan worden geïnterpreteerd als dat deel van de bevol king dat volledig voor de arbeidsmarkt beschik baar is. Alleen de coëfficiënten van de mannelij ke en vrouwelijke leeftijdsgroepen in de midden groepen zijn positief. Omgekeerd zijn de coëffi ciënten van de mannelijke en vrouwelijke leef tijdsgroepen tot 24 jaar en vanaf 55 jaar negatief vanwege het feit dat zij niet volledig voor de
arbeidsmarkt beschikbaar zijn. Jongeren zijn niel volledig beschikbaar, omdat ze in steeds grotere getalen een opleiding volgen, en ouderen zijn niet volledig beschikbaar, omdat ze in steeds grotere getalen vroegtijdig uit het arbeidsproces worden gestoten.
Om kromlijnige verbanden tussen de particitie- graad en de genoemde verklarende variabelen niet bij voorbaat uit te sluiten is bij de schatting ge bruik gemaakt van een kwadratische functievorm, Daar de parameters van een kwadratische functie vorm vanwege hun aantal in de regel moeilijk zijn te interpreteren — n verklarende variabelen levert l+n+%n(n+l) parameters - worden de schattingsresultaten echter gepresenteerd in de vorm van elasticiteiten. Voorts dient vermeld te worden dat is geschat met behulp van 2SLS om een ‘simultaneity bias’ te voorkomen die kan ontstaan als het werkloosheidscijfer ten omechte wordt beschouwd als een exogene grootheid, Volgens Fleisher en Rhodes (1976) worden de participatiegraad en het werkloosheidscijfer in regionale arbeidsmarkten simultaan bepaald en leidt de toepassing van OLS op een regressiever- gelijking waarin de participatiegraad wordt ge schat als functie van het werkloosheidscijfer om deze reden tot onzuivere resultaten. Beide boven omschreven aanpassingen mogen worden be schouwd als een verbetering ten opzichte vat voorgaande onderzoekingen waarin alleen is uitgegaan van lineaire verbanden en in een meer derheid van de gevallen ten omechte is geschal met OLS (zie ook Elhorst 1993).
Tabel 2 Geschatte elasticiteiten van de participatiegraad van mannen en vrouwen
Verklarende variabelen Mannen
elasticiteit T-waarde Vrouwen elasticiteit T-waarde Werkloosheid -.401 -13.14 -.718 -9.97 Loon .209 12.97 .265 11.60 WAO -.096 -16.70 -.037 -5.35 VUT -.182 -12.74 -.065 -6.65 Scholing 2.511 21.78 5.251 16.72 Bevolking: 1' component -.290 -2.54 2.052 8.94 2' component .331 2.44 2.740 11.98 Landbouw .085 5.00 .092 2.32 Industrie -.037 -3.55 -.003 -.08 Deeltijd .167 2.79 .919 6.24 R2 .79 .90 Resultaten
De schattingsresultaten staan vermeld in tabel 2 en kunnen op de volgende manier worden gele zen. De elasticiteiten van de variabelen werkloos
heid, landbouw, industrie en deeltijd kunnen wor
den gelezen als de verschuiving die optreedt in de participatiegraad als deze verklarende variabelen 1%-punt stijgen, van de variabelen loon en WAO als deze met 1% stijgen en van de variabele VUT als deze met 1 jaar stijgt. Het effect van een ver schuiving in de samenstelling van de bevolking naar geslacht en leeftijd wordt gevonden door de coëfficiënten in tabel 1 te vermenigvuldigen met de elasticiteiten in tabel 2. Stel dat de lokale be volking voor 1% uit meer mannen zou bestaan in de leeftijdsklasse van 65+ ten koste van mannen in de leeftijdsklasse van 0-14 jaar, dan is het ef fect van de eerste component op de participatie graad van mannen gelijk aan -0,290* [0,0830- (0,0947)] = -0,05%-punt en van de tweede com ponent gelijk aan 0,331* [-0,1156-(-0,0275)] = 0,03%-punt. Het totale effect is aldus gelijk aan - 0,08%-punt. Evenzo kan het effect van een ver schuiving in de scholingsgraad van de volwassen beroepsbevolking worden berekend door de coëf ficiënten in vergelijking (1) te vermenigvuldigen met de elasticiteiten in tabel 2. De determinatie- coëfficiënten (R2) tenslotte bedragen respectieve lijk 0,79 voor mannen en 0,90 voor vrouwen en zijn daarmee acceptabel.
In algemene bewoordingen geven de elasticiteiten in tabel 2 het volgende beeld. Een eerste opval lende uitkomst is dat de participatiegraad sterk afneemt met de hoogte van het regionale werk loosheidscijfer en vormt daarmee een aanwijzing
dat het ontmoedigingseffect de arbeidsmarkt in de EG domineert. Daarnaast blijkt dat dit ontmoedi- gingingseffect onder vrouwen groter is dan onder mannen.
Richten we ons nu op de aanbodgerelateerde factoren. Conform de micro-economische theorie van het arbeidsaanbod neemt de participatiegraad toe met het netto uurloon en af met de sociale zekerheidsuitgaven per hoofd van de potentiële beroepsbevolking. Het laatste is een gevolg van het feit dat de uitgaven aan arbeidsongeschiktheid het welvaartsverlies verkleinen van individuen die arbeidsongeschikt zijn geraakt en daarmee de prikkel om weer aan het arbeidsproces deel te nemen ondermijnen. Aldus draagt de arbeidsonge schiktheidsregeling ertoe bij dat een deel van de werknemers het arbeidsproces eerder verlaat dan op de reguliere pensioengerechtigde leeftijd. Andere regelingen die ertoe bijdragen dat werk nemers het arbeidsproces vroegtijdig verlaten lopen via de werkloosheidswet waarbij de werk loosheidsuitkering tot aan de reguliere pensioen gerechtigde leeftijd wordt doorbetaald of via vervroegde pensionering waarbij de pensioenuit kering al dan niet actuarieel wordt gekort. Daar naast is er een aantal landen waar de reguliere pensioengerechtigde leeftijd lager is dan de 65- jarige leeftijd. Met behulp van de variabele VUT is het maximale aantal jaren aangegeven dat voor het bereiken van de 65-jarige leeftijd uit het arbeidsproces kan worden getreden afhankelijk van de regelingen die in de verschillende landen gedurende de periode 1983-1989 zijn getroffen (OECD 1992a, p. 195-237). Net als de uitgaven aan arbeidsongeschiktheid dragen deze
dingsmogelijkheden ertoe bij dat de participatie graad van mannen en vrouwen daalt.
De scholingsgraad van de volwassen beroepsbe volking heeft een positieve invloed op de partici patiegraad. Als van de volwassen beroepsbevol king het aandeel met een universitaire opleiding met 1%-punt stijgt ten koste van het aandeel met basisonderwijs, dan stijgt de participatiegraad van mannen met 0,39%-punt en van vrouwen met 0,81%-punt. Een belangrijke bijdrage aan de verklaring van de participatiegraad blijkt voorts te worden geleverd door de samenstelling van de bevolking naar geslacht en leeftijd. Het blijkt dat de mate van ontgroening en vergrijzing een aan zienlijke stimulans is voor vrouwen om tot de arbeidsmarkt toe te treden. Nu dat het aantal ouderen alsmaar toeneemt en het aantal jongeren dat daar tegenover staat alsmaar afneemt, zien vrouwen hun kans schoon om een baan te vinden en neemt het aantal vrouwen dat aan het arbeids proces wil deelnemen aanzienlijk toe. Daartegen over staat dat de participatiegraad van mannen juist afneemt. De belangrijkste verklaring hier voor is dat met name oudere mannen het arbeids proces vroegtijdig verlaten. Er vindt met andere woorden ook een zekere verdringing plaats: vrou wen kunnen massaler tot het arbeidsproces toetre den, omdat oudere mannen eerder uittreden. Het aandeel van de bevolking dat volledig voor de arbeidsmarkt beschikbaar is staat vanzelfsprekend in een postief verband tot de participatiegraad, ofschoon daarbij direct moet worden opgemerkt dat de kans dat iedereen emplooi vindt als deze groep in omvang toeneemt juist afneemt. Meer aanbod betekent immers een grotere kans op werkloosheid. Dit probleem doet zich met name voor in Nederland, dat van alle landen in de EG wordt gekenmerkt door de grootste bevolkingspo- pulatie in de leeftijd van 25-54 jaar en zo als geen ander land de gevolgen ondervindt van de naoorlogse baby boom.
De arbeidsparticipatie blijkt ook afhankelijk van de werkgelegenheidsstructuur. De relatie tussen de participatiegraad en de werkgelegenheidsstruc tuur in een regio - de verdeling van banen in de primaire, secundaire en tertiare sector — is gecom pliceerd. Het blijkt dat de participatiegraad van mannen en vrouwen in regio’s met een groot aandeel van de werkgelegenheid in de landbouw positief wordt beïnvloed. Dit is als volgt te ver klaren. Het belangrijkste deel van de werkgele genheid in de landbouw wordt vervuld door zelf
standige ondernemers en hun gezinnen. De?; ondernemers lopen in vergelijking tot wcrkncmtr in loondienst niet het risico dat ze vroegtijdig ui het arbeidsproces worden gestoten als ze oudci worden. Als ze niet arbeidsongeschikt wordei bepalen ze zelf wanneer ze met hun bedrijf willei stoppen. Daarnaast zijn ze vaak beter gcrnotivcer; om hun bedrijf tot op hoge leeftijd voort te zet ten. Een typische agrarische regio heeft ook eei positieve invloed op de arbeidsparticipatie vai jonge mannen. Dit kan worden verklaard uit he proces van bedrijfsopvolging. Jonge manna zullen al vroegtijdig op het bedrijf van hun ou ders gaan meewerken als ze het te zijner tiji kunnen ovememen. Daar komt bij dat degena die geen emplooi kunnen vinden in agrarisch regio’s in vele gevallen zullen migreren naa stedelijke regio’s en op die manier geen det meer uitmaken van de potentiële beroepsbevol king. Dat ook de arbeidsparticipatie van vrouwe: hoger ligt in typische agrarische regio’s kan vei klaard worden uit het feit dat ze enerzijds een voudig op het bedrijf van hun partner kunne meewerken en anderzijds veel vrijer zijn om d; mate waarin ze willen meewerken, het aanta arbeidsuren, zelf in te vullen.
Het opmerkelijke van de bovenstaande uitkom sten is de implicatie dat het aandeel van de werl gelegenheid in de dienstensector in een negatie verband staat tot de participatiegraad, terwijl d dienstensector in de afgelopen decennia juist d meeste werkgelegenheidsgroei heeft laten zien Niettemin is dit impliciete, negatieve verban volgens Nord (1989), die aan dit onderwerp eei gehele studie heeft gewijd, zeer wel te verklaren Volgens Nord bestaat een belangrijk deel van d banen die in het nabije verleden in de diensten sector zijn gecreëerd uit laagwaardige arbeid, da wil zeggen uit slecht betaald, tijdelijk en/of pari time werk. Als gevolg hiervan nemen de vooruit zichten op hoogwaardige arbeid in regio’s mf een groot aandeel van de werkgelegenheid in d: dienstensector af, met name voor dat gedeelte vai de beroepsbevolking dat laag is opgeleid. Di
leidt ertoe dat een deel van de beroepsbevolkini het zoeken naar een baan zal staken en zich vai de arbeidsmarkt zal afwenden. In plaats van eei positief verband staat het aandeel van de werkge legenheid in de dienstensector dan ook in eei negatief verband tot de participatiegraad; doords een groot deel van deze werkgelegenheid valt ii het secundaire segment van de arbeidsmarl
wordt het ontmoedigingseffect versterkt.
Dat vrouwen niettemin op grote schaal werkzaam zijn in de dienstensector is volgens Nord dan ook niet het gevolg van de beschikbaar gekomen banen in deze sector, maar van het feit dat het inkomen van hun partner als deze eveneens in het secundaire segment werkzaam is ontoereikend is. Een variabele die kan worden gebruikt om dit effect te meten is het aandeel mannen dat werkt in deeltijd. Uit de ‘Employment Outlook’ van de OECD (1990, p. 183) valt af te leiden dat in 1988 circa een kwart van de in deeltijd werkende mannen zonder succes op zoek was naar een volledige baan.1 Het is aannemelijk dat deze vorm van verborgen werkloosheid een positieve invloed heeft op de participatiegraad van vrou wen, aangezien vrouwen het ten dele wegvallen de, maar wel gewenste loon van hun partner zullen trachten aan te vullen. Een andere, belang rijke reden voor het toenemende aandeel mannen werkzaam in deeltijd is dat de traditionele gezins- en kostwinnersfilosofïe onder druk is komen te staan, omdat steeds meer vrouwen economische zelfstandigheid nastreven en binnen gezinnen een beweging naar een gelijkwaardiger taakverdeling is ingezet (WRR 1990, p. 37). Deze ontwikkeling heeft eveneens een positieve invloed op de parti cipatiegraad van vrouwen, alsook van mannen, omdat het leidt tot een herverdeling van het be schikbare werk over meerdere personen.
Beleidsopties
In de literatuur zijn verscheidene maatregelen genoemd om de arbeidsparticipatie in Nederland te bevorderen. Maatregelen waarvan het kwantita tieve effect aan de hand van de bovenstaande uitkomsten geschat kan worden zijn het verklei nen van de wig tussen het bruto en netto loon; een reductie van de sociale zekerheidsuitgaven aan arbeidsongeschiktheid ofwel door het verla gen van de uitkeringen ofwel door het voeren van een volumebeleid, het laatste bijvoorbeeld door het stellen van strengere toelatingseisen; het ver hogen van de leeftijd waarop met inkomenssteun vervroegd uit het arbeidsproces kan worden getre den; en het voeren van een beleid gericht op het vergroten van de scholingsgraad van de (toekom stige) volwassen beroepsbevolking. Dit zijn alle maatregelen die gericht zijn op het arbeidsaanbod. Uit onze berekeningen blijkt dat een verkleining van de wig met 1%-punt, een reductie van de
sociale zekerheidsuitgaven aan arbeidsongeschikt heid met 1%, een verhoging van de leeftijd met 1 jaar waarop vervroegd kan worden uitgetreden en een toename van de scholingsgraad met 1 niveau aangaande 1%-punt van de volwassen beroepsbevolking de participatiegraad van man nen bevordert met respectievelijk 0,2 1%-, 0,1 0%-, 0,18- en 0,13%-punt en van vrouwen met respec tievelijk 0,27%-, 0,04%-, 0,07%- en 0,27%-punt. Tegelijkertijd moet worden gewaarschuwd voor het gevaar dat is verbonden aan dergelijke maat regelen. Men kan het arbeidsaanbod wel stimule ren, maar als er onvoldoende banen zijn en een gedeelte daardoor geen werk vindt waardoor de toch al hoge werkloosheid nog verder oploopt, dan is het niet ondenkbaar dat een nog groter deel van de bevolking van de samenleving ver vreemdt met alle sociale en maatschappelijke gevolgen vandien.
In dit verband is het belangrijk te wijzen op het feit dat de hierboven berekende effecten relatief klein zijn als ze worden vergeleken met de in vloed die uitgaat van het werkloosheidscijfer. Uit tabel 2 blijkt dat een daling van het regionale werkloosheidscijfer met 1%-punt de participatie graad van mannen doet toenemen met 0,40%-punt en van vrouwen met 0,72%-punt. Met andere woorden: een beleid dat zich richt op het stimule ren van de arbeidsvraag doet de participatiegraad meer stijgen dan een beleid dat zich richt op het stimuleren van het arbeidsaanbod via het geven van prikkels. Een beleid gericht op het bevor deren van arbeidsparticipatie is dus nog het mees te gebaat met een reductie van de werkloosheid of daaruit voortvloeiend met het scheppen van ar beidsplaatsen. Het verleden heeft dat ook duide lijk aangetoond. Van de ruim 9,5 miljoen banen die er in de periode 1985-1990 in de EG zijn bijgekomen zijn er uiteindelijk maar 3 miljoen opgevuld door werklozen. De resterende banen zijn opgevuld door personen die voorheen niet aan het arbeidsproces deelnamen: 4 miljoen ba nen zijn opgevuld door jongeren die zich nieuw op de arbeidsmarkt hebben aangemeld en ruim 2,5 miljoen door personen die tot dan toe werden aangemerkt als inactief (Commission of the EC 1991, p. 25-26). Dit laatste getal wordt nog groter als men een uitsplitsing maakt naar mannen en vrouwen en bedenkt dat zich in dezelfde periode ruim 1 miljoen voornamelijk oudere mannen van de arbeidsmarkt heeft teruggetrokken. Dan blijkt dat bijna 4 miljoen vrouwen die voordien te boek
stonden als inactief een baan hebben kunnen vinden.
Een ander effectief middel om de arbeidsvraag en daarmee de participatiegraad te verhogen is om het werken in deeltijd onder mannen te bevorde ren. Een toename van het aandeel in deeltijd werkende mannen met 1%-punt kan de participa tiegraad van mannen doen toenemen met 0,17%- punt en van vrouwen met 0,92%-punt. Dat deze maatregel meer invloed heeft op de participatie graad van vrouwen dan van mannen is gelegen in het feit dat onder vrouwen niet alleen een positie ve invloed verwacht mag worden van de herver deling van het beschikbare werk, maar ook omdat vrouwen ertoe worden aangezet het gezinsinko men aan te vullen als de verdiensten van mannen door deze maatregel teruglopen. In die zin draagt deze maatregel eveneens bij tot een verdere emancipatie van de vrouw.
Conclusies
Dit onderzoek heeft aangetoond dat op basis van arbeidsmarktgegevens die Eurostat verzamelt voor 146 regio’s in de 12 landen van de EG een goed verklarend model van arbeidsparticipatie is te ontwikkelen. Goed verklarend in de zin van ac ceptabele determinatiecoëfficiënten en een plausi bele parameterstructuur. Voorts is het interessante van dit model dat het een vergelijking tussen landen mogelijk maakt; dat het de oorzaken van een in Nederland te laag ervaren niveau van ar beidsparticipatie kan analyseren in een
intema-tionale context. Op grond van verscheidene be leidsopties die op deze wijze op hun effectiviteit zijn berekend is geconstateerd dat een beleid dal zich richt op het stimuleren van de arbeidsvraag de participatiegraad meer zal doen stijgen dan eet beleid dat zich richt op het stimuleren van hel arbeidsaanbod via het geven van prikkels. Con cluderend kan dan ook gesteld worden dat eer goed arbeidsparticipatiebeleid begint met het sch eppen van arbeidsplaatsen.
Noot
1 Oplopend van 5,7%, 8,8% en 14,2% in respectievelijl Denemarken, Duitsland en Nederland tot 41,7%, 42,H en 45,3% in respectievelijk Italië, België en Ierland.
Literatuur
— Commission of the EC (1991), Employment in Europe. Luxembourg.
— Elhorst, J.P. (1993), Regional economie research oi
labour force participation. Groningen, RuG.
— Fleisher, B.M. & G. Rhodes (1976), ‘Unemployment am the labor force participation of married man and women a simultaneous model’. In: The Review o f Economics ani
Statistics, 58, p. 398-406.
— Galan, C. de & A.J.M. van Miltenburg (1991), Econome
van de arbeid. Alphen aan de Rijn, Samsom.
— Nord, S. (1989), ‘The relationships among labor-fore participation, service-sector employment, and underen ployment’. In: Journal o f Regional Science, 29, p. 401 421.
— OECD (1989 1990 1992a), Employment Outlook. Parijs — OECD (1992b), Education at a glance; OECD indicator
Parijs.
— WRR (1990), Een werkend perspectief; arbeidsparticipe
