Lbo- en mavo-schoolverlaters
op de arbeidsmarkt
De jeugdwerkloosheid is nog steeds onevenredig hoog. Vooral laagopgeleide jongeren hebben te kam pen met een relatief slechte arbeidsmarktpositie. Binnen deze groep bestaan echter aanzienlijke ver schillen, die in dit artikel nader worden uitgewerkt.
Jongeren met een diploma hebben een veel grotere kans op een baan dan jongeren met een afgebroken opleiding. Ook de start op de arbeidsmarkt is van belang. Tenslotte blijkt ook het milieu van her komst, zowel indirect als direct, invloed uit te oefenen. Deze gegevens zijn van bijzonder belang. Ze wijzen op het reproduceren van sociale milieus in termen van arbeidsmarktposities. Een tweedeling in de maatschappij dreigt van generatie op generatie te worden doorgegeven.
1. Inleiding
De groei van de werkloosheid in Nederland is in 1984 tot stilstand gekomen. Sindsdien is het werkloosheidspercentage zelfs afgenomen, maar het aantal werklozen blijft groot. In 1985 was het aandeel van jongeren onder de 25 jaar in de totale werkloosheid ongeveer 36%. De relatief hoge werkloosheid onder jongeren is voor een groot deel toe te schrijven aan de hoge werkloos heid onder schoolverlaters. In tijden van econo mische crisis hebben schoolverlaters, die (per definitie) weinig werkervaring hebben, en andere nieuwkomers op de arbeidsmarkt (bijv. vrouwen die willen herintreden) de grootste problemen om aan een baan te komen. Nu de economie wat aantrekt neemt ook het aandeel van de jeugd werkloosheid in de totale werkloosheid af, hoe wel de werkloosheid onder jongeren nog steeds onevenredig hoog is.
Hierdoor blijven de jeugdwerkloosheid en de po sitie van jongeren in het algemeen sterk in de be langstelling, zoals o.a. blijkt uit de publikaties van de Organisatie voor Strategisch Arbeids- markt-onderzoek (Ten Have en Jehoel Gijsbers, 1985; Ten Have, 1986; Van Opstal en Theeuwes, 1985).
* M.J. Meesters en M.G.K. Einerhand zijn werkzaam bij het Centraal Bureau voor de Statistiek. Dit arti kel is geschreven op persoonlijke titel. De auteurs danken B. Bakker en de leden van de Overleggroep Longitudinaal School- en Beroepsloopbaanonder- zoek voor hun commentaar. De verantwoordelijk heid voor het geschrevene berust uiteraard bij de auteurs.
De aansluitingsproblemen op de arbeidsmarkt uiten zich voor jongeren in een relatief hoge werkloosheid voor bepaalde opleidingscategorieën, en een relatief gunstige positie voor andere catego rieën. Zo blijken jongeren met een middelbare beroepsopleiding een naar verhouding kleine kans op werkloosheid te hebben. Bovendien is in de loop van het tijdvak 1979-1983 de positie van hoger opgeleiden (mbo en hoger) verbeterd t.o.v. lager opgeleiden (ten hoogste lbo of mavo) (Einerhand en Meesters, 1985).
In dit artikel richten wij speciaal de aandacht op de arbeidsmarktpositie voor lager opgeleiden: schoolverlaters (met of zonder diploma) van het lager beroepsonderwijs (lbo) en middelbaar alge meen voortgezet onderwijs (mavo). De aanslui tingsproblematiek op de arbeidsmarkt brengen wij terug tot de individuele dimensie van het al dan niet hebben van werk en de kansen die de verschillende typen opleiding in dit opzicht bie den op de arbeidsmarkt.
De nadruk die in veel onderzoek op dit terrein gegeven wordt aan onderwijs is afkomstig uit de ‘human capital’ theorie. Volgens deze voorname lijk economische theorie is de marktwaarde van individuen afhankelijk van het totaal van kennis en vaardigheden waarover men beschikt. Het is aannemelijk dat de marktwaarde van individuen, geoperationaliseerd als hun opleidingsniveau, de kans op het krijgen van betaald werk bepaalt. Wanneer we ervan uitgaan dat ook bedrijfserva ring bijdraagt aan het menselijk kapitaal, dan kunnen we naast de invloed van genoten oplei ding ook een invloed verwachten van arbeidserva ring op de arbeidsmarktpositie.
Een gunstige start op de arbeidsmarkt zal dus vol gens deze redenering enige jaren later nog zijn vruchten afwerpen: wanneer jongeren eenmaal de kans krijgen arbeidservaring op te bouwen, dan stijgt hun marktwaarde en daarmee hun kans op betaalde beroepsarbeid.
Er is nog een reden om een positieve invloed van een gunstige start op de arbeidsmarkt te verwach ten, nl. de werking van interne markten. Een in terne markt bestaat uit arbeidsplaatsen die in principe worden bezet door personen die binnen de eigen arbeidsorganisatie worden gerecruteerd (Van Hoof en Dronkers, 1980). Daarbij wordt in dien nodig een beroep gedaan op interne scho lingsvoorzieningen. Dit betekent dat wanneer jongeren eenmaal werkzaam zijn op een plaats die tot zo’n interne markt behoort, de kans groot is dat zij via die markt een andere (betere) positie vinden, en dat hun kans op werkloosheid geringer wordt.
Een ander belangrijk individueel kenmerk is de sociaal-economische positie van de ouders, ofwel het sociaal milieu van herkomst. Het is gebleken dat, ongeacht de feitelijke (gemeten) capaciteiten van mensen, het sociaal milieu van herkomst van invloed is op het verloop van de schoolloopbaan (bijv. Tesser, 1986), het functieniveau waarop men uiteindelijk werkzaam is (Hartog, Van Op hem en Pfann, 1985) en het (gezins)inkomen dat men daarbij verwerft (Dronkers en Bakker, 1986). Ook is milieu van herkomst van belang gebleken voor de werkloosheidskans van schoolverlaters (Meesters, 1984). Een belangrijke verklaring voor deze milieu-ongelijkheid is dat naast de formele kwalificaties die via het onderwijs verkregen wor den ook sprake is van informele kwalificaties in de vorm van bepaalde kennis en sociale vaardig heden die via het milieu (gezin, familie enz.) worden verkregen. Zo is bijv. de kennis van net werken via welke men aan een (goede) positie kan komen van groot belang voor een succesvolle loopbaan, maar niet iedereen heeft evenveel toe gang tot deze netwerken. Naast opleidingsken- merken achten wij dus ook het sociaal milieu van herkomst van belang voor de positie van school verlaters op de arbeidsmarkt.
Op basis van het bovenstaande zijn wij tot de vol gende vragen gekomen, die we met behulp van materiaal uit het CBS-schoolverlatersonderzoek willen beantwoorden:
1. Wat is het belang van schoolsucces voor de ar beidsmarktpositie van lbo-ers en mavo-ers? 2. Wat is het belang van het sociaal milieu van
herkomst voor de arbeidsmarktpositie van lbo-ers en mavo-ers?
3. Wat is het belang van de start op de arbeids markt voor de latere arbeidsmarktpositie van lbo-ers en mavo-ers?
Deze vraag kan slechts beantwoord worden voor een beperkte periode, namelijk 3 jaar. Nauwkeuriger gesteld zou de vraag moeten lui den: wat is het effect van de arbeidsmarktpo sitie ca. 1 jaar na het verlaten van de school op de arbeidsmarktpositie 2 jaar later (3 jaar na schoolverlaten).
4. Verandert het belang van milieu, opleiding en schoolsucces wanneer men langer van school is. Met andere woorden, verandert de invloed van deze achtergrondfactoren tussen de twee meetmomenten (ca. 1 en ca. 3 jaar na school verlaten).
Allereerst willen wij echter de ontwikkelingen in de relatieve arbeidsmarktpositie van laag-opgelei- de jongeren (16-24 jaar) in het tijdvak 1979-1985 beschrijven. Tegen deze achtergrond wordt in de daarop volgende paragraaf de aandacht gericht op gediplomeerde en ongediplomeerde lbo- en mavo- schoolverlaters. Ten slotte worden in paragraaf 4 de resultaten samengevat en van enig commen taar voorzien.
2. De arbeidsmarkt voor laag-opgeleide jongeren 1979-1985
Deze paragraaf is gebaseerd op gegevens uit de Arbeidskrachtentellingen 1979, 1981, 1983 en 1985. (Een uitgebreidere beschrijving is te vinden in Meesters en Einerhand, 1986.)
In de loop van het tijdvak 1979-1985 is de onder wijsdeelname van jongeren van 16-24 jaar sterk gestegen, met name in de jonge leeftijdscatego rieën. Dit heeft natuurlijk belangrijke consequen ties voor de arbeidsmarkt voor jongeren. Het moment van het toetreden tot de arbeidsmarkt wordt uitgesteld, waardoor er in recente jaren minder schoolverlaters op de arbeidsmarkt zijn gekomen dan verwacht. De ‘druk op de arbeids markt’ is hierdoor wat minder groot geworden. Belangrijk is echter ook dat een langer verblijf in het onderwijs ertoe leidt dat het onderwijsniveau van jongeren gaandeweg stijgt. De rest heeft geen diploma van voortgezet onderwijs behaald (vnl. drop-outs). Globaal gesproken gaat het in deze paragraaf om ca. 830 000 laag-opgeleiden in 1979, afnemend tot 690 000 laag-opgeleiden in 1985, waarvan ongeveer de helft een lbo- en bijna een kwart een mavo-diploma heeft.
Tabel 1 geeft de werkloosheidsontwikkeling in
Tabel 1. Werkloosheid onder jongeren (16-24 jaar) als percentage van de overeenkomstige beroepsbe volking, naar onderwijsniveau en geslacht, 1979-1985
M annen V rouw en T o ta a l 1 9 7 9 1981 1 9 8 3 1 9 8 5 1 9 7 9 19 8 1 1 9 8 3 1 9 8 5 1 9 7 9 1981 1 9 8 3 1 9 8 5 Lagere school 10 19 33 34 18 22 42 42 13 20 37 37 Mavo 5 10 19 15 5 9 16 18 5 9 17 17 Lbo 4 10 21 16 8 12 22 20 5 11 22 17 Vwo, havo 8 11 22 17 6 8 13 10 7 10 17 14 Mbo 2 5 12 9 4 6 8 9 3 5 10 9 Hbo, uni- versiteit 6 8 15 10 4 7 10 8 5 8 12 8 Totaal 5 11 21 16 8 11 17 16 6 11 19 16
percentages van de overeenkomstige beroepsbe volking weer voor de jaren 1979-1985. In het al gemeen kan gesteld worden dat de werkloosheid het hoogst is onder ongediplomeerden (37%), ge volgd door lbo en mavo (17%). Alleen bij de man nen ligt het werkloosheidspercentage onder vwo/ havo-gediplomeerden iets hoger dan onder mavo- of lbo-gediplomeerden.
Mavo en lbo, die in 1979 niet ongunstig afstaken bij de hogere opleidingen, zijn in de jaren tachtig opleidingen geworden met een relatief grote werkloosheidskans.
In de volgende paragraaf zal dieper worden inge gaan op de arbeidsmarktsituatie van laag-opgelei- de jongeren: schoolverlaters van lbo en mavo, met of zonder diploma. Hierbij zal ook binnen het lbo een verdere opsplitsing gemaakt worden naar Ito, lhno en leao.
3. De eerste arbeidsmarktervaringen van lbo- en mavo-schoolverlaters
In deze paragraaf worden de ontwikkelingen in de arbeidsmarktpositie van schoolverlaters van lbo en mavo nader geanalyseerd. In de eerste sub paragraaf wordt een beschrijving gegeven van de onderzoeksgroep en hun situatie op de arbeids markt, waarna in de tweede subparagraaf de ana lyses volgen.
3.1. Werk en werkloosheid, een beschrijving 3.1.1. De gegevens. In 1977 is het CBS begonnen
met een longitudinaal schoolloopbaanonderzoek, het SMVO-cohort (Van Herpen en Thijssen, 1982). Van een steekproef van 37 280 leerlingen uit de eerste klas van alle typen voortgezet onder wijs zijn gegevens verzameld over milieu van her komst en schoolprestaties. Deze leerlingen zijn
gedurende hun schoolloopbaan gevolgd en jaar lijks zijn hun onderwijstype en eventuele exa menresultaat vastgelegd. Vanaf 1981 wordt het cohort ook gevolgd als de school verlaten is. Op deze wijze verkrijgt men een redelijk compleet beeld van de overgang van onderwijs naar ar beidsmarkt.
Wanneer de leerlingen van school komen, worden ze nog tweemaal ondervraagd: éénmaal in het voorjaar volgend op het jaar van schoolverlaten en éénmaal 2 jaar daarna, d.w.z. ongeveer 0,5 a 1 jaar en 3 jaar na schoolverlaten. Tijdens de twee de peiling worden onder andere vragen gesteld over de arbeidsmarktactiviteiten in de tussenlig gende periode.
In 1981 is voor de eerste maal een eerste peiling gehouden en twee jaar later, in 1983, voor het eerst een tweede peiling. De gegevens die in dit artikel gebruikt worden zijn afkomstig uit de eerste peilingen van 1981 en 1982 en de tweede peilingen van 1983 en 1984.
In 1983 zijn 496 mavo- en lbo-schoolverlaters voor de tweede maal ondervraagd en in 1984 waren dat er 2410. Deze 2906 mavo- en lbo- schoolverlaters zijn in dit artikel als één groep beschouwd, zij vertegenwoordigen (opgehoogd naar landelijke totalen) ca. 49 000 personen.
3.1.2. De samenstelling van de groep en de situa tie op de arbeidsmarkt. In tabel 2 is te zien dat
de helft van de onderzoeksgroep afkomstig is van het lager technisch onderwijs en eenderde van het lager huishoudelijk en nijverheidsonderwijs. Bijna driekwart is afkomstig uit een arbeidersmilieu of komt uit een gezin met niet-werkende ouders.*
* Werklozen, arbeidsongeschikten, gepensioneerden enz. en ouders waarvan het beroep onbekend is (ge meten in 1977).
Tabel 2. Lbo- en mavo-schoolverlateis (SMVO-cohort) naar soort van activiteit tijdens de tweede pei ling (1983 c.q. 1984)
Werkzaam W erkloos M ilitair O verig T otaal T otaal
Totaal in % 64 24 7 5 100 100 G eslach t Mannen 62 23 13 2 100 54 Vrouwen 67 25 — 8 100 46 O p leid in g Mavo 76 13 5 6 100 14 Lto 62 23 12 3 100 49 Lhno 63 29 0 8 100 32 Leao 63 24 8 5 100 5 D ip lo m a b e z it Diploma 70 18 7 5 100 61 Geen diploma 55 33 6 6 100 39 M ilieu van h e rk o m st Employés 67 18 8 7 100 16 Zelfstandigen 69 20 4 7 100 12 Geschoolde arb. 68 20 8 5 100 18 Ongeschoolde arb. 64 22 10 4 100 25 Overig/onbekend 59 32 5 4 100 29
In het SMVO-cohort als geheel behoort slechts ruim de helft van de respondenten tot deze twee categorieën. Dit betekent dat zij hun schoolloop baan gemiddeld eerder beëindigen dan jongeren uit een hoger sociaal milieu. Deze constatering is niet nieuw; al vele malen eerder is vastgesteld dat schoolsucces samenhangt met sociaal milieu. De soort van activiteit op de arbeidsmarkt ver schilt naar milieu van herkomst, opleiding en di- plomabezit. Drie jaar na schoolverlaten is het per centage werklozen het hoogst onder degenen wier ouders (in 1977) tot de groep ‘overig en on bekend’ behoorden, voornamelijk niet-werkende ouders. Verder blijkt dat onder ongediplomeer- den en lhno-schoolverlaters het percentage werk lozen hoger is dan gemiddeld. Mavo-schoolverla- ters steken, drie jaar na schoolverlaten, relatief gunstig af.
In vergelijking met de situatie ca. 1 jaar na school verlaten (Meesters en Einerhand, 1986) bleek dat het aantal werkzamen is toegenomen en het aan tal werklozen is afgenomen. De figuren 1 en 2 geven de soort van werkzaamheid gedurende de twee tussenliggende jaren weer.
Figuur 1 laat een geleidelijke stijging van het aan tal werkzame vrouwen zien (m.n. gedurende het
eerste jaar na de eerste peiling) en een evenredig afnemende werkloosheid. Bij mannen is het ver loop iets grilliger.
Figuur 2 laat zien dat van degenen die tijdens de eerste peiling een werkkring hadden geleidelijk aan een groter percentage werkloos wordt, maar dat dit percentage na twee jaar nog steeds aan zienlijk kleiner is dan het percentage werklozen onder degenen die tijdens de eerste peiling werk loos waren. Bij deze laatste categorie lijkt het percentage werkenden zich tussen de 40 en 45 te consolideren. De werkloosheid onder deze categorie is gedurende de laatste maanden voor de tweede peiling nauwelijks afgenomen.
Voorlopig kan worden geconcludeerd dat onder-
wijstype, diplomabezit en milieu van herkomst
van belang zijn voor de arbeidsmarktpositie van schoolverlaters van lbo en mavo.
Meer specifiek blijkt dat kinderen uit hogere mi lieus, mavo-schoolverlaters en diegenen die hun opleiding met een diploma hebben afgesloten een relatief gunstige arbeidsmarktpositie hebben en kinderen van (in 1977) niet-werkende ouders, lhno-schoolverlaters en ongediplomeerden een relatief ongunstige.
Tevens laten de resultaten zien dat wanneer iemand eenmaal werkloos is de kans aanzienlijk is dat men dat voorlopig ook blijft.
Deze conclusies zijn voorlopig, omdat opleiding, diplomabezit, milieu van herkomst e.d. mogelijk zodanig onderling samenhangen dat de invloed van één of meer van deze variabelen wegvalt of verandert wanneer gecontroleerd wordt voor de andere variabelen.
In de volgende paragraaf wordt nagegaan of deze voorlopige conclusies ook geldig blijven wanneer de kans op werk multivariaat geanalyseerd wordt.
3,2. De kans op werk: een logit-analyse
In deze paragraaf zal de kans op werk voor schoolverlaters van lbo en mavo worden geana lyseerd met behulp van logit-analyse. Deze tech niek is vaker toegepast om de kans op werk of werkloosheid voor schoolverlaters of jongeren te schatten (zie o.a. Einerhand en Meesters, 1985). Logit-analyse heeft in vergelijking met een aantal andere multivariate technieken het voordeel dat gegevens op nominaal niveau kunnen worden ge analyseerd. De methode is met name geschikt voor gegevens met een dichotome, afhankelijke variabele.1
Na een beschrijving van de variabelen in het mo del, zullen wij de resultaten van onze analyse be spreken. De werkwijze was als volgt. Allereerst is een model gezocht om de kans op werk tijdens de eerste peiling te schatten. Vervolgens is een model gezocht om de kans op werk tijdens de tweede peiling te schatten. In eerste instantie is daarbij het hebben van werk tijdens de eerste pei ling buiten beschouwing gelaten. Dit biedt de mogelijkheid om de parameters van beide model len te vergelijken. Vervolgens is wederom een model gezocht om de kans op werk tijdens de tweede peiling te berekenen, maar nu is het heb ben van werk tijdens de eerste peiling (dus de start op de arbeidsmarkt) als onafhankelijke va riabele opgenomen. Dan kan het effect van de start op de arbeidsmarkt op de kans op werk 2 jaar later worden geschat. Tevens kan worden vastgesteld of de overige variabelen alleen indirec te (via werk eerste peiling) effecten hebben, of dat ook directe effecten (rechtstreeks op werk tweede peiling) zichtbaar zijn.
Op deze wijze pogen wij de mechanismen bloot te leggen via welke de arbeidsmarktpositie van laag-opgeleide jongeren bepaald wordt.
3.2.1. De variabelen in het model. In de inleiding
is gesteld dat wij geïnteresseerd zijn in de invloed
Figuur 1. Schoolverlaters van lbo en mavo (enq. 1983 en 1984) naar soort van werkzaamheid ge durende de twee jaar tussen de peilingen en naar geslacht % 100 90 80 70 60 50-j: 40 30 20 10 Mannen . Vrouwen 1 2 3 4 5 6 7 8 9 1011 1213141516 1718 19 20 2122 2324 1e peiling Maanden 2e peiling
Werkloos
Werkzaam
IËÉ
OverigFiguur 2. Schoolverlaters van lbo en mavo (enq. 1983 en 1984) naar soort van werkzaamheid ge durende de twee jaren tussen de peilingen en naar werkzaamheid tijdens de eerste peiling
1e peiling Maanden 2e peiling Q | Werkloos | | Overig
Werkzaam | 1 1n militaire diensl
van 3 kenmerken van schoolverlaters, nl. milieu van herkomst, schoolsucces en de start op de ar beidsmarkt. Daarnaast nemen wij echter een aan tal andere variabelen op die ook van belang (ge bleken) zijn voor de kans op werk van jongeren of schoolverlaters, nl. opleidingstype en regio. Twee variabelen die vaak van belang blijken en waarvoor gecontroleerd dient te worden zijn echter om verschillende redenen niet opgenomen. De eerste variabele is geslacht. De reden waarom deze variabele niet kan worden opgenomen is dat geslacht teveel samenhangt met opleidingstype en er teveel (bijna structurele) lege cellen in de kruistabel zouden voorkomen. Wij hebben in dit geval gekozen voor opleidingstype, omdat dit vaak van groter belang is dan geslacht. Een an dere variabele die niet voorkomt is leeftijd. De spreiding in deze variabele is zo klein, dat het in delen in twee of drie categorieën erg arbitrair is. Hieronder volgt een beschrijving van de in de analyse opgenomen variabelen.
— Opleiding is opgesplitst in drie categorieën: mavo, Ito en lhno/leao. De categorie leao be vatte te weinig respondenten en moest daarom worden samengevoegd met een andere oplei- dingscategorie. De keuze is gevallen op lhno, omdat dit schooltype qua arbeidsmarktpers pectieven het meest op leao lijkt.
— De variabele schoolsucces is als volgt samen gesteld: de eerste categorie is de groep die slechts 3 jaar lbo of mavo heeft gehad en dus ongediplomeerd is; de tweede categorie heeft 4 jaar lbo of mavo gehad, maar geen diploma behaald; de derde categorie heeft 4 jaar lbo of mavo gehad en wel een diploma behaald. — Regio is een tweedeling: West-Nederland (de
provincies Noord- en Zuid-Holland en Utrecht) en de rest van Nederland. Dit is natuurlijk een vrij grove indeling, maar deze indeling blijkt in analyses als deze vaak te voldoen. Logit-ana- lyse heeft nu eenmaal de beperking dat de kruistabel niet al te veel lege of slecht gevulde cellen mag hebben, dus dat het aantal variabe len c.q. categorieën niet te groot mag worden t.o.v. het aantal respondenten en dat catego rieën met weinig respondenten vaak samenge voegd moeten worden met andere categorieën. Deze beperking doet zich ook voelen bij de volgende variabele.
— Milieu van herkomst is ingedeeld in drie cate gorieën: de hogere milieus (hogere, middelba re en lagere employés en zelfstandigen), de ar beiders en ten slotte de categorie ‘overig en onbekend’ (werklozen, arbeidsongeschikten,
gepensioneerden enz. en ouders waarvan het beroep onbekend is).
— De start op de arbeidsmarkt, die eerst als af hankelijke en vervolgens als onafhankelijke variabele wordt gebruikt, is als volgt ingedeeld: één categorie voor degenen die werken tijdens de eerste peiling (incl. militaire dienstplichti gen) en een categorie voor de werklozen. De categorie overigen is buiten beschouwing ge laten. Deze variabele is ‘werk eerste peiling’ genoemd. De afhankelijke variabele ‘werk tweede peiling’ is hetzelfde samengesteld. Bei de variabelen zijn dus samengesteld volgens de gebruikelijke definitie van de beroepsbevol king.
3.2.2. De resultaten. Bij de selectie van modellen
in de eerste twee stappen van de analyse (voor de kans op werk ten tijde van de eerste peiling resp. ten tijde van de tweede peiling), bleken alle op genomen verklarende variabelen van belang. Ten einde de parameters van beide modellen verge lijkbaar te houden is besloten geen interactie- termen op te nemen.
Het model voor de kans op werk ten tijde van de eerste peiling past bij de gegevens met een chi- kwadraat van 54 bij 64 vrijheidsgraden.
In tabel 3, onder a, zijn de multiplicatieve para meters van dit model opgenomen. De interpre tatie van deze parameters is eenvoudig. De con stante geeft bij benadering de gemiddelde kans verhouding weer tussen werkenden en werklozen.* Een kansverhouding van 1 betekent dat er even veel werkenden als werklozen zijn. De overige parameters dienen in samenhang met deze con stante beschouwd te worden. Een parameter groter dan 1 betekent dat die categorie een gro tere kans op werk heeft dan gemiddeld, een para meter kleiner dan 1 geeft aan dat die categorie juist een kleinere kans op werk heeft dan ge middeld.
De parameters voor de verschillende opleidings- categorieën geven aan dat lto-ers een aanzienlijk grotere kans op werk tijdens de eerste peiling hebben dan gemiddeld en lhno/leao-ers een veel kleinere. Mavo-ers zitten iets boven het gemid delde, maar dit wijkt niet significant af van 1. Tevens blijkt dat diplomabezit van groot belang
* In de praktijk kan dit enigszins afwijken van de wer kelijke waarde, omdat het afhankelijk is van de para meters die zijn opgenomen in het model. Deze ge schatte ratio kan worden omgerekend naar een ge schat percentage werkenden via (ratio/ratio + 1 )
100.
Tabel 3. Parameters van de modellen voor de kans op werk tijdens de eerste peiling, c.q. tweede pei ling (multiplicatieve effecten)
a 1 e peiling b 2e peiling c 2e peiling Constante 1.90** 2.92** 2.36** — Opleiding Mavo 1.16 1.56** 1.37* Lto 1.33** .98 .92 Lhno/leao .65** .66** .79* — Succes
Geen dipl. — 3 jaar lbo/mavo .85 .63** .59**
Geen dipl. — 4 jaar lbo/mavo .93 .94* .99
Wel diploma lbo/mavo 1.26** 1.70** 1.72**
— Regio
West-Nederland 1.61** 1.30** —
Rest van Nederland .62** .77** —
— Milieu
Employés en zelfstandigen 1.21* 1.15
-Arbeiders 1.01 1.13
-Overig en onbekend .81* .77** —
— Werk 1 e peiling
Had werk tijdens le peiling — — 2.47**
Had geen werk tijdens le peiling — — .40**
Chi-kwadraat 54 68 128
Vrijheidsgraden 46 46 102
** Significant verschillend van 1 op .01 niveau. * Significant verschillend van 1 op .05 niveau.
is voor de start op de arbeidsmarkt,alsmede regio. In het westen van het land is de kans op een baan aanzienlijk groter dan in de rest van Nederland. Ook milieu van herkomst is van belang: gecon troleerd voor de overige variabelen in het model blijkt dat kinderen van employés en zelfstandigen een grotere kans hebben op een baan dan gemid deld en kinderen van niet-werkende ouders (of ouders waarvan het beroep onbekend is) een kleinere.
In tabel 3, onder b, zijn de parameters van het model voor de kans op werk ten tijde van de tweede peiling opgenomen. Hierbij is het hebben van werk ten tijde van de eerste peiling nog bui ten beschouwing gelaten. Dit model past met een chi-kwadraat van 68 bij 46 vrijheidsgraden. Van dit model kunnen wij de effecten vergelijken met het model voor de kans op werk tijdens de eerste peiling. Daarbij valt een aantal zaken op.
De kans op werk voor schoolverlaters van lhno/ leao is relatief nog steeds erg klein, maar voor mavo-schoolverlaters is deze kans sterk gestegen en lto-ers hebben hun gunstige positie verruild voor een gemiddelde. Op de iets langere termijn zijn mavo-schoolverlaters dus beter af dan lto- schoolverlaters, die een duidelijk betere start hebben. Lhno/leao-schoolverlaters staan er ook op de iets langere termijn ongunstig voor.
Het effect van schoolsucces is voor de kans op werk tijdens de tweede peiling veel sterker dan voor de kans op werk tijdens de eerste peiling. Hoe succesvoller de schoolloopbaan (uitgedrukt in duur en diplomabezit), hoe groter de kans op werk. Het verschil tussen wel en geen diploma is echter veel groter dan tussen de categorieën zon der diploma onderling. Het behalen van een di ploma is dus vooral voor de iets langere termijn van belang. Het effect van regio blijft bestaan
voor de kans op werk tijdens de tweede peiling, maar wordt minder sterk.
Bij de variabele milieu is het opvallend dat er een soort tweedeling ontstaat tussen kinderen met werkende ouders en kinderen met niet-werkende ouders (of ouders waarvan het beroep onbekend is). Deze laatste categorie heeft een duidelijk kleinere kans om een baan te hebben tijdens de tweede peiling dan de overige categorieën. Om nu te zien of de start op de arbeidsmarkt (ge definieerd als het al dan niet hebben van werk tijdens de eerste peiling) van invloed is op de ar beidsmarktpositie van lbo-ers en mavo-ers 3 jaar na schoolverlaten, is in een volgende stap het hebben van werk tijdens de eerste peiling inge voerd als onafhankelijke variabele. De resultaten staan in tabel 3, onder c. Dit model past bij de gegevens met een chi-kwadraat van 128 bij 102 vrijheidsgraden.
Het hebben van werk tijdens de eerste peiling blijkt van enorm groot belang voor het hebben van werk tijdens de tweede peiling. Dit is natuur lijk niet onverwacht: een flink deel van de school verlaters heeft nog dezelfde baan als 2 jaar tevo ren. Een groot gedeelte echter heeft ook gewis seld van positie. Interessant is dat een aantal kenmerken toch nog directe effecten heeft. Zo hebben mavo-schoolverlaters een grotere kans op een baan tijdens de tweede peiling dan gemid deld en lhno/leao-schoolverlaters een kleinere, ongeacht hun soort van werkzaamheid tijdens de eerste peiling. Een goede start op de arbeidsmarkt is dus voor lhno/leao-schoolverlaters geen garan tie voor een goede positie op de iets langere ter mijn. Aan de andere kant hebben mavo-ers ook als ze een relatief slechte start hebben op de lan gere termijn toch betere kansen.
Opvallend is het sterke effect van schoolsucces op de kans op werk tijdens de tweede peiling. Een ongediplomeerde met slechts 3 jaar voortge zet onderwijs heeft onafhankelijk van de start op de arbeidsmarkt op de langere termijn een rela tief kleine kans op werk, terwijl een gediplomeer de een veel grotere kans op werk heeft.
Belangrijker echter dan de effecten van oplei- dingstype en schoolsucces is de start op de ar beidsmarkt. In figuur 3 is op padmodel-achtige wijze dit proces weergegeven.
Alle in het model opgenomen variabelen hebben effect op het hebben van werk tijdens de eerste peiling, welke variabele weer effect heeft op het hebben van werk tijdens de tweede peiling. Al leen opleidingstype en schoolsucces hebben ook
Figuur 3. Schematische weergave van de resulta ten van de logit-analyse
nog een direct (zelfstandig) effect op het hebben van werk tijdens de tweede peiling. Voor dit mo del geldt een totale chi-kwadraat van 250 bij 194 vrijheidsgraden.
3 .3 . C onclusies
Op basis van het bovenstaande kunnen de in de inleiding gestelde vragen beantwoord worden. De eerste vraag luidde: Wat is het belang van
schoolsucces op de arbeidsmarktpositie van schoolverlaters van lbo en mavo? Wij hebben
schoolsucces opgevat als een combinatie van het aantal jaren dat men op school heeft gezeten en diplomabezit. Schoolsucces is zowel voor de kor te als voor de iets langere termijn van belang. Schoolverlaters met 3 jaar voortgezet onderwijs hebben de kleinste kans op werk, gediplomeer den met 4 jaar voortgezet onderwijs de grootste. Het grootste verschil doet zich voor tussen de ge diplomeerden en de rest. Men moet hier rekening houden met het feit dat degenen met 3 jaar voort gezet onderwijs in 1981, resp. 1983 ondervraagd zijn en degenen met 4 jaar voortgezet onderwijs in 1982, resp. 1984. De categorie met 3 jaar voortgezet onderwijs is dus op relatief gunstige tijdstippen ondervraagd (de werkloosheid is tot medio 1984 alleen maar toegenomen) en het fei telijke verschil tussen 3 en 4 jaar voortgezet on derwijs kan dus groter zijn. Schoolsucces heeft een zelfstandig effect op de kans op werk tijdens de tweede peiling als gecontroleerd wordt voor het hebben van werk tijdens de eerste peiling, m.a.w. schoolsucces blijft van belang ongeacht de start op de arbeidsmarkt.
De tweede vraag in de inleiding luidde: Wat is het
belang van de start op de arbeidsmarkt voor het verdere verloop van de arbeidsmarktpositie van lbo-ers en mavo-ers? Ofte wel: wat is het effect
van de arbeidsmarktpositie ca. 1 jaar na school verlaten op de arbeidsmarktpositie ca. 3 jaar na schoolverlaten. Het hebben van werk tijdens de eerste peiling blijkt meer van belang te zijn voor de arbeidsmarktpositie 3 jaar na schoolverlaten dan alle andere opgenomen variabelen. Slechts twee kenmerken blijven zelfstandig van invloed, maar deze effecten zijn aanzienlijk kleiner. On der enig voorbehoud zou gesteld kunnen worden dat de start op de arbeidsmarkt (die beïnvloed wordt door opleiding, schoolsucces, regio en mi lieu van herkomst) van doorslaggevend belang is op het verdere verloop van de arbeidsloopbaan, maar dat opleiding en schoolsucces ook los hier van enige invloed houden.
De derde vraag luidde: Wat is het belang van de
milieu-achtergrond voor de arbeidsmarktpositie van lbo-ers en mavo-ers? Het blijkt dat de kans
op een baan groter wordt naarmate het milieu ‘hoger’ is. Op de iets langere termijn zien wij een tweedeling ontstaan tussen schoolverlaters met werkende ouders en schoolverlaters met niet- werkende ouders (dit alles gemeten in 1977). Wanneer het hebben van werk tijdens de eerste peiling (de start op de arbeidsmarkt) in de ana lyse betrokken wordt, blijkt da het milieu van herkomst alleen via deze variabele een indirect effect heeft op de kans op werk 3 jaar na school. Met andere woorden: het milieu van herkomst heeft invloed op de start op de arbeidsmarkt en via deze start ook op het vervolg van de arbeids- marktloopbaan. Met name het onderscheid naar werken en niet-werken van ouders lijkt van be lang. Men moet hierbij wel bedenken dat de in deling naar milieu vrij grof is en dat er verschillen naar milieu kunnen zijn die hier niet naar voren komen.
Ten slotte luidde de vierde vraag: Verandert het
belang van milieu, opleiding en schoolsucces wan neer men langer van school is? Bij milieu van her
komst bleek zich in de loop van de tijd een twee deling voor te doen tussen werkende en niet-wer- kende ouders. Dit was echter niet sterk genoeg om ook een zelfstandig effect op te leveren naast het sterke effect van de start op de arbeidsmarkt. Het effect van opleiding is tussen de twee meet momenten sterk veranderd. De relatieve voor sprong die lto-ers in eerste instantie hebben ver dwijnt ten gunste van mavo-schoolverlaters: na
verloop van tijd blijken mavo-schoolverlaters de grootste kans op een baan te hebben. Dit effect blijft ook bestaan als gecontroleerd wordt voor het hebben van werk tijdens de eerste peiling. Het effect van schoolsucces wordt in de loop van de tijd aanzienlijk sterker. Met name diploma- bezit wordt op den duur van zeer groot belang, ook gecontroleerd voor het hebben van werk tijdens de eerste peiling.
4. Discussie
Het is duidelijk dat in de eerste helft van de jaren tachtig de arbeidsmarktpositie van laag-opgeleide jongeren niet alleen in absolute zin (een hoog werkloosheidspercentage), maar ook in relatieve zin (een veel hoger werkloosheidspercentage dan andere opleidingscategorieën) sterk is verslech terd. De economische neergang is bij de laagst- opgeleiden blijkbaar veel harder aangekomen dan bij jongeren met een middelbare of hogere oplei ding. Dit geldt vooral ook voor ongediplomeer- den: als in 1985 de werkloosheid voor alle ande re opleidingscategorieën is afgenomen, blijft de werkloosheid voor ongediplomeerden zeer hoog en neemt niet af.
Ook binnen de categorie laag-opgeleiden blijkt dat het al dan niet hebben van een diploma van groot belang is voor de kans op werk. Dit geldt in het westen van het land sterker dan in de rest van Nederland. Dit heeft waarschijnlijk te maken met het soort banen dat in het westen voor jongeren beschikbaar is.
Schoolsucces blijft ook op langere termijn een rol spelen, onafhankelijk van wat zich verder aan het begin van de arbeidsmarktloopbaan afspeelt. Deze start op de arbeidsmarkt is echter van het grootste belang voor de arbeidsmarktpositie op iets langere termijn (3 jaar na schoolverlaten). Algemener gesteld: het arbeidsmarktverleden be paalt voor een belangrijk deel iemands verdere arbeidsmarktloopbaan. Dit sluit aan bij de con clusie van Ten Have en Jehoel-Gijsbers (1985) dat de duur van de werkloosheid van doorslag gevend belang is voor het aan het werk komen van werkloze jongeren. Als men eenmaal enige tijd werkloos is, wordt het steeds moeilijker om aan de slag te komen. De algemene conclusie dat de jeugdwerkloosheid niet selectief is, die Ten Have en Jehoel-Gijsbers trekken, wordt door onze gegevens weerlegd. Diplomabezit en type opleiding blijven een zelfstandige invloed uitoefe nen op de arbeidsmarktpositie van laag-opgeleide jongeren, en de jeugdwerkloosheid is dus wel
degelijk selectief.
De in de inleiding genoemde human Capital theo rie wordt ook door onze analyses goeddeels be vestigd. Het investeren in menselijk kapitaal (op leiding, ervaring) wordt beloond met een betere kans op werk.
De verschillende typen opleiding (mavo, Ito of lhno/leao) blijken verschillende perspectieven te bieden. Schoolverlaters met een lhno/leao-oplei- ding zijn duidelijk slecht af, lto-ers en mavo-ers hebben betere kansen op de arbeidsmarkt. Voor al op de korte termijn (1 jaar na schoolverlaten) staan lto-schoolverlaters er gunstig voor, maar twee jaar later zijn het mavo-schoolverlaters die de grootste kans hebben om aan het werk te zijn. Dit leidt tot de conclusie dat de banen die lto- schoolverlaters krijgen uiteindelijk minder zeker heid bieden dan de banen die mavo-schoolverla ters krijgen.
Mavo-schoolverlaters komen gemiddeld minder snel aan de slag, maar als ze eenmaal werk heb ben is voor hen de kans groter om aan het werk te blijven. Dit hangt vermoedelijk samen met de sector waarin Ito- en mavo-schoolverlaters werk zaam zijn (overheid of de verschillende takken van het bedrijfsleven). De samenhang tussen op leiding en beroeps- en bedrijfssector is in dit ar tikel niet aan de orde gekomen, maar verdient zeker verdere aandacht.
Belangrijk is de constatering dat naast opleiding (menselijk kapitaal) in engere zin ook het indivi duele kenmerk sociaal milieu van herkomst van belang is op de arbeidsmarkt.
Reeds eerder is de invloed van het milieu van her komst op de kans op werk van schoolverlaters aangetoond (Meesters, 1984). Met name het ver schil tussen kinderen van werkende en niet-wer- kende ouders is opvallend: kinderen van niet- werkende ouders hebben een veel kleinere kans op werk dan kinderen van werkende ouders. De invloed van milieu verloopt via twee wegen. De eerste is de weg via het onderwijs.' milieu is van groot belang voor het verloop van de school loopbaan (zie o.a. De Graaf, 1984,Tesser, 1986) en een succesvolle schoolloopbaan vergroot weer de kans op een baan. De tweede weg is direct: milieu heeft, gecontroleerd voor schoolsucces e.d., een eigen invloed op de arbeidsmarktposi tie. Men dient hierbij te bedenken dat milieu is gemeten op het moment dat de respondent in de eerste klas van het voortgezet onderwijs zat, en dat het hier uitsluitend om relatief laag-opgelei- den gaat.
Het is echter duidelijk dat arbeidsmarkttheorieën aan verklarende kracht kunnen winnen als ook
andere individuele kenmerken dan opleiding in de analyses betrokken worden.
De conclusie dat het sociaal milieu (in de zin van de kans te werken of niet te werken) wordt gere produceerd via het onderwijs en via de start op de arbeidsmarkt van schoolverlaters is ook om inhoudelijke redenen een belangrijke. Sedert enige tijd (de discussies naar aanleiding van de al gemene beschouwingen in de Tweede Kamer, eind 1984) wordt veel geschreven en gesproken over de mogelijke tweedeling van de maatschap pij: een kloof tussen werkenden en niet-werken- den, die al dan niet breder is geworden in de laat ste jaren (Arts en Ultee, 1985; Kobben en God schalk, 1985; Bakker, 1986). De resultaten van onze analyses tonen aan dat deze tweedeling in zekere mate van generatie op generatie wordt doorgegeven, zoals ook andere milieuverschillen van generatie op generatie worden doorgegeven. In die zin kan worden gesproken van de werkloze of uitkeringsafhankelijke bevolking als sociale
klasse. □
N oot
1. Uiteraard zijn er ook andere methoden als logit- regressie e.d. Zie voor meer informatie over logit-ana- lyse: Fienberg, 1980; Neyens en De Vries, 1986. Literatuur
- Arts, W.A. en W.C. Ultee, ‘Tussen radicalisering en apathie. Maatschappelijke tweedeling als sociaal wetenschappelijk probleem’, Economisch-Statistische Berichten, 70e jrg., nr. 3494, 2 febr. 1985.
- Bakker, B.F.M., ‘Maatschappelijke tweedeling. De in vloed van arbeidsinkomen op de leefsituatie tussen 1974 en 19 8 3 ’. In: CBS, Ontwikkelingen in maat schappelijke ongelijkheid tussen 1974 en 1983,
Staatsuitgeverij, ’s-Gravenhage 1986.
- CBS, Arbeidskrachtentelling 1981, deel 1: Methode, bevolking en beroepsbevolking, werkzame personen en werklozen, Staatsuitgeverij, ’s-Gravenhage 1985. - Corpeleijn, A.W.F., ‘Werkloosheid onder jongeren’,
Sociale Maandstatistiek, mei 1983.
- Dronkers, J. en B. Bakker, Milieu, onderwijs, huwe lijk, beroep en gezinsinkomen; een replicatie en uit breiding, paper voor het NSAV-jubileumcongres/ Vlaams-Nederlandse studiedagen voor Sociologen en Antropologen, april 1986.
- Linerhand, M.G.K. en M.J. Meesters, ‘Beroepsdeelna me en de kans op werk; een nadere analyse van de arbeidsmarktpositie in de periode 1979-1983’. In:
Supplement bij de Sociaal-economische maandsta tistiek, jrg. 1985, nr. 6.
- Fienberg, S.E., The analysis o f cross-classified cate gorical data, Cambridge/Londen 1980.
- Graaf, P.M. de, ‘The impact o f financial and cultural resources on educational attainment in The Nether lands’. In: B.F.M. Bakker, J. Dronkers en H.B.G. Ganzeboom (red.), Social stratification and mobility in The Netherlands, S1SWO, Amsterdam 1984. - Hartog, J., H. van Ophem en G. Pfann, Allocatie en
beloning, OSA-werkdocument W il, ’s-Gravenhage. - Have, K. ten, Voortijdig schoolverlaters nader bezien,
OSA-werkdocument W18, ’s-Gravenhage 1986. - Have, K. ten en G. Jehoel-Gijsbers, Werkloze jonge
ren: een verloren generatie? OSA-voorstudie nr. 8, ’s-Gravenhage 1985.
- Herpen, L.W. van en L.J.M. Thijssen, Schoolloop baan en herkomst van leerlingen in het voortgezet onderwijs, deel II: cohort 1977, schoolkeuze, Staats uitgeverij, ’s-Gravenhage 1982.
- H oof, J.J. van en J. Dronkers, Onderwijs en arbeids markt, Van Loghum Slaterus, Deventer 1980. - Kobben, A.J.F. en J.J. Godschalk, Een tweedeling
van de samenleving, OSA-voorstudie nr. 10, OSA, ’s-Gravenhage 1985.
— Meesters, M.J., ‘Schoolverlaters van 1 9 7 9 /’80 en 1 9 8 1 /’82 ’. In: Supplement bij de Sociaal-economi- sche maandstatistiek, jrg. 1984, nr. 8.
— Neyens, P. en F. de Vries, ‘Interpretatie van effecten in het logit-model, een bespreking van de “ECTA”- parametrisering’, Mens en Maatschappij, jrg. 61, nr. 1 ,1 9 8 6 , blz. 57-75.
- Opstal, R. van en J. Theeuwes, Jeugdige werklozen en hun kans op een baan, OSA-werkdocument W14, OSA, ’s-Gravenhage 1985.
- Tesser, P.T.M., Sociale herkomst en schoolloopbanen in het voortgezet onderwijs, ITS, Nijmegen 1986.
Dit artikel is een gewijzigde versie van het paper Onder wijs en arbeidsmarkt, een nadere analyse van de eerste arbeidsmarktervaringen van mavo- en lbo-schoolverlaters,
gepresenteerd op het NSAV-jubileumcongres Vlaams- Nederlandse Studiedagen voor sociologen en antropolo gen, 3 en 4 april te Amsterdam. Dit paper is op te vragen bij de auteurs, Centraal Bureau voor de Statistiek, Postbus 959, 2270 AZ Voorburg.
