Onzekerheid over de arbeidsplaats, attitudes t.o.v. de vakbond en vakbondslidmaatschap. Een exploratie van hun samenhang in België - Downloaden Download PDF

(1)

Hans De Witte

Onzekerheid over de arbeidsplaats, attitudes t.o.v. de

vakbond en vakbondslidmaatschap

Een exploratie van hun samenhang in België

De structuur van de arbeidsmarkt is de laatste jaren in sterke mate in evolutie. Door diverse veranderingen, zoals bedrijfssluitingen, fusies en herstructureringen van bedrijven, kwam de topic 'onzekerheid over de ar beidsplaats' in de belangstelling staan. Onderzoekers hebben zich gedurende het laatste decennium dan ook gebogen over de (antecedenten en) consequenties van dit fenomeen (zie bijv.: Hartley et al., 1991, Klandermans & Van Vuuren, 1999). Onderzoek toonde o.m. aan dat jobonzekerheid het psychisch welzijn en de bedrijfsbetrokkenheid van individuen reduceert (zie o.m. Hartley et al., 1991; Burchell, 1994; De Wit te, 1999). Over de impact van jobonzekerheid op de attitudes en gedragingen van werknemers t.o.v. de vak beweging is echter minder geweten. In deze bijdrage gaan we daarom in op de samenhang tussen de onze kerheid over de arbeidsplaats enerzijds en het vakbondslidmaatschap en diverse attitudes t.o.v. de vak bond anderzijds.

Inleiding

In deze bijdrage spitsen we ons in eerste in stantie toe op de meest 'basale' vorm van vak- bondsparticipatie: het lidmaatschap van een vakbond. De keuze voor deze 'basisvorm' van vakbondsparticipatie ligt voor de hand. De le denaantallen vormen immers de basis voor de macht van de vakbeweging (Pasture & Mam- puys, 1990). Een groot aantal leden versterkt de onderhandelingspositie van vakbonden op zo wel bedrijfs- als nationaal vlak. Een groter aan tal leden vergroot tevens de slagkracht van de vakbeweging, vermits er daardoor meer werk nemers gemobiliseerd kunnen worden voor collectieve acties (Klandermans, 1986). Dit laatste suggereert dat het vakbondslidmaat schap voor het individuele lid tevens de 'nood zakelijke’ (doch onvoldoende) eerste stap vormt

voor een meer actieve vorm van vakbondsparti cipatie, die meer energie en inzet vergt (bijv. deelname aan een vakbondsactie). Dit is overi gens ook het geval voor vormen van vakbonds participatie die minder inzet vereisen, zoals gaan stemmen bij 'Sociale Verkiezingen' (ver kiezingen van vakbondsvertegenwoordigers in o.m. de ondernemingsraad). Uit onderzoek in Vlaanderen blijkt bijv. dat vakbondsleden in sterkere mate deelnemen aan dergelijke verkie zingen dan niet-vakbondsleden (De Witte,

1994). De vraag of jobonzekerheid met het vak bondslidmaatschap samenhangt, is daarom niet zonder belang voor de vakbeweging. Een wijziging (stijging of daling) van het aantal le den omwille van jobonzekerheid, heeft immers belangrijke consequenties voor de toekomst van de vakbeweging en haar slagkracht.

* Hans De Witte is werkzaam aan de universiteit Gent, Vakgroep Personeelsbeleid, Arbeids- en Organisatiepsycho logie. De data die in dit artikel werden geanalyseerd, werden verzameld toen de auteur werkzaam was aan het Hoger Instituut voor de Arbeid van de KU Leuven. De data werden in opdracht van het ACV verzameld. De auteur wenst HIVAen ACV dan ook te danken voorde hulp bij het tot stand komen van dit artikel.

(2)

Jobonzekerheid en vakbondslidmaatschap Onderzoek naar de samenhang tussen jobon zekerheid en het lidmaatschap van een vak bond levert weinig eenduidige vaststellingen op. In Nederland werd deze samenhang voor het eerst onderzocht door Van Vuuren, als on derdeel van een ruimer onderzoek naar de im pact van jobonzekerheid op de vakbondsparticipatie van werknemers (Van Vuuren et al., 1989; Van Vuuren, 1990). Ze stelde geen sam en hang vast tussen jobonzekerheid en het lid maatschap van een vakbond. Ze weet het ont breken van een dergelijke samenhang aan het te 'algemeen’ karakter van deze vorm van vakbondsparticipatie: het lidmaatschap kan voor velen immers los staan van de concrete, als be dreigend ervaren situatie. Met concretere vak bondsacties, gericht op het reduceren van de jobonzekerheid op de eigen werkplek, werden in haar onderzoek wel significante samenhan gen vastgesteld.

Van Vuurens vaststelling dat jobonzekerheid en vakbondslidmaatschap niet significant sa menhangen, werd in Nederland recent gerepli ceerd door Kerkhof et al. en door Steijn (zie hun bijdrage in dit themanummer). Steijn stelde wel vast dat vakbondsleden zich onze kerder voelden over hun baan in 1996, doch niet in voorgaande periodes. In Vlaanderen werd in een onderzoek bij een 200-tal werkne mers uit drie bedrijven vastgesteld dat vak bondsleden zich iets onzekerder voelden over hun baan dan niet-vakbondsleden (Haelen, 1997). Deze samenhang was echter net niet significant (P = .08). Eenzelfde, net niet signifi cante samenhang werd vastgesteld bij jongeren beneden 30 jaar (De Witte, 1988). In Finland tenslotte, stelde men een zwak positief ver band vast tussen jobonzekerheid en het lid maatschap van een vakbond (Kinnunen & Nat- ti, 1994). Deze samenhang bleef bestaan na controle voor diverse andere variabelen, zoals achtergrondkenmerken en kenmerken van de onderneming waarin men werkte.

Onderzoek naar de samenhang tussen vak bondslidmaatschap en jobonzekerheid sugge reert dus dat er geen of slechts een vrij zwak verband is tussen beide variabelen. Deze vast stelling is enigszins verrassend. Onderzoek naar de redenen om lid te worden van een vak bond, toont immers aan dat het 'beschermingsmotief' een belangrijke motivering vormt voor het vakbondslidmaatschap

(Klan-dermans, 1986: 17-18; Visser, 1995: 59). Zo stelt 69% van de vakbondsleden in Vlaanderen dat ze lid zijn 'Omdat lid zijn een goede bescher ming is bij eventuele moeilijkheden op het werk'jDe Witte, 1995: 264). Deze wens tot be scherming omvat natuurlijk meer dan alleen de bescherming tegen afdanking, al vormt dit laatste wel een duidelijk onderdeel van het beschermingsmotief. Zo verwijst in hetzelfde Vlaamse onderzoek 32% van de vakbondsleden expliciet naar het behouden van hun job als re den om lid te worden ('Ik werd lid om aan werk te geraken, het te behouden of om een bevorde ring te krijgen'). Uit Nederlands onderzoek ko men vrij gelijkaardige vaststellingen naar voor (zie bijv. Van Rij, 1995: 76), terwijl ook in het Verenigd Koninkrijk werd vastgesteld dat on vrede over jobzekerheid een reden vormt om lid te worden van een vakbond (Guest & Dewe,

1988: 170).

Omdat het lidmaatschap van een vakbond in eerste instantie vanuit een beschermingsmotief wordt gemotiveerd, verwachten we een samenhang tussen het vakbondslidmaatschap en de perceptie van jobonzekerheid: vakbonds leden zullen hun arbeidsplaats als minder ze ker percipiëren dan niet-vakbondsleden1. Dit vormt de eerste hypothese die in deze bijdrage zal worden getoetst (hypothese 1).

Jobonzekerheid en de intentie om lid te worden of te blijven

De vaststelling van een samenhang tussen job onzekerheid en het vakbondslidmaatschap be

wijst echter niet dat werknemers lid werden

omdat ze zich onzeker voelen over hun ar beidsplaats. Allereerst kan deze samenhang het gevolg zijn van de samenstelling van het le denbestand. Vakbondsleden verschillen qua achtergrondkenmerken en opvattingen im mers in zekere mate van niet-vakbondsleden (De Witte, 1995; Van Gyes et al., in druk). Zo zijn (hand)arbeiders oververtegenwoordigd on der de vakbondsleden. Een deel van deze varia belen (bijv. de beroepspositie) hangt op hun beurt samen met de perceptie van jobonzeker heid (zie bijv. De Witte, 1997), waardoor de ge rapporteerde samenhang een artefact kan zijn. De samenhang tussen het vakbondslidmaat schap en jobonzekerheid (hypothese 1) dient dus te blijven bestaan wanneer relevante ach tergrondkenmerken en attitudes onder contro le worden gehouden.

(3)

Onzekerheid over de arbeidsplaats

Problematisch is natuurlijk ook dat een cross-sectionele studie geen causale uitspraken toelaat. De hypothese dat 'jobonzekerheid er toe geleid heeft dat men lid werd van een vak bond' kan alleen via longitudinaal onderzoek getoetst worden. Daarbij komt nog dat de meeste vakbondsleden lid werden in een min of meer ver verleden. De samenhang tussen het vakbondslidmaatschap en de huidige per ceptie van jobonzekerheid, impliceert niet dat men lid werd omwille van jobonzekerheid in het verleden. Daarom is het zinvol om tevens in te gaan op de intenties om lid te worden of om het lidmaatschap op te zeggen op het ogen blik van het interview.

Uit onderzoek op geaggregeerd niveau kan worden afgeleid dat een stijging van werkloos heid op nationaal niveau tot tegengestelde con sequenties kan leiden (Hartley, 1991: 112). Het aantal vakbondsleden kan erdoor toenemen, omdat men zich wil beschermen tegen moge lijk jobverlies. Een stijging van werkloosheid in de regio kan echter ook resulteren in een da ling van het aantal vakbondsleden. Dit kan het gevolg zijn van onvrede omdat de vakbeweging de werkloosheid niet blijkt te kunnen terug dringen of uit onvrede omdat dezelfde vakbe weging de eigen job niet (of onvoldoende) kan beschermen. Deze bewegingen gelden niet voor alle landen in dezelfde mate (Klander- mans, 1986: 17). In landen, zoals België, waarin de vakbeweging een sleutelpositie inneemt in het sociale zekerheidsstelsel, is de afname van leden beperkt of neemt het aantal leden zelfs toe (Martens, 1985). Belangrijk voor ons opzet is tevens de vaststelling dat deze bewegingen zich niet voordoen bij dezelfde segmenten van de werknemerspopulatie. Het zijn immers niet-leden die lid (zouden kunnen) worden om zich beter te laten beschermen, terwijl leden uit onvrede (zouden kunnen) afhaken.

Dit brengt ons tot de vraag naar de impact van jobonzekerheid op de intenties om lid te worden of om het lidmaatschap op te zeggen bij respectievelijk niet-leden en leden. Het aan tal leden op een ogenblik is immers de resul tante van twee bewegingen: de instroom aan nieuwe leden en de uitstroom van leden die het lidmaatschap stopzetten (Van den Putte,

1995). Zoals hiervoor reeds werd aangegeven, kan jobonzekerheid een ander effect hebben op beide segmenten. Het uitgangspunt daarbij blijft het hoger reeds vermelde

'beschermings-motief': werknemers worden vooral lid van een vakbond omdat deze hen kan beschermen te gen bijv. willekeur vanwege de werkgever en baanverlies. Voor vakbondsleden kan de per ceptie van jobonzekerheid daarom tot onvrede leiden. Het 'psychologisch contract' tussen de werknemer en de vakbond wordt in hun ogen immers niet nageleefd: het lidmaatschap blijkt onvoldoende bescherming te bieden tegen on zekerheid. Een logische reactie op deze on vrede is de intentie om het lidmaatschap op te zeggen. Dit past binnen wat Hirschman (1970) de 'exit'-optie noemt, als actieve en destruc tieve reactie op onvrede (Klandermans, 1997: 33-34; zie ook Kerkhof et al. in dit themanum mer), De hypothese dat jobonzekere vakbonds leden in sterkere mate overwegen om hun lid maatschap op te zeggen, in vergelijking met le den die zeker zijn over hun baan, zal getoetst worden in het vervolg van deze bijdrage (hypo these 2). Ook deze samenhang zal gecontro leerd worden voor relevante achtergrondkenmerken en attitudes.

Voor niet-leden liggen de kaarten natuurlijk anders. Jobonzekerheid zou bij hen het gevoel kunnen vergroten dat ze een zwakke en weinig beschermde positie op de arbeidsmarkt inne men. Deze verhoogde perceptie van kwetsbaar heid vergroot bij de niet-leden op zijn beurt wellicht de intentie om lid te worden van een vakbond. Ook hier ligt de kern bij het beschermingsmotief en reageert men (in zekere mate) uit onvrede met de situatie waarin men zich bevindt. Mits enige interpretatie zou men ook deze reactie kunnen inpassen binnen Hirsch- mans theorie (Hirschman, 1970). Ditmaal zou men ze als een 'voice'-optie kunnen beschou wen, vermits niet-leden op een actieve (en con structieve) wijze reageren op ontevredenheid (Klandermans, 1997: 33-34; zie ook Kerkhof et al. in dit themanummer). De hypothese dat jobonzekere niet-leden in sterkere mate over wegen om lid te worden dan jobzekere niet-le den, zal eveneens in het vervolg van deze bij drage getoetst worden (hypothese 3). Ook deze samenhang zal gecontroleerd worden voor rele vante achtergrondkenmerken en attitudes. Jobonzekerheid en attitudes t.o.v. de vakbeweging

In deze bijdrage zal tot slot ook worden nage gaan of jobonzekerheid samenhangt met spe cifieke attitudes ten opzichte van de vakbond.

(4)

Daarom werden vier soorten attitudes geselec teerd, die tevens relevant zijn met betrekking tot het vakbondslidmaatschap (of de intentie om het op te zeggen versus lid te worden). We introduceren eerst deze variabelen en werken daarna de hypothesen uit. Achtereenvolgens wordt ingegaan op de betrokkenheid bij de vak bond (of 'vakbondsbinding'), de mate waarin men zich gesteund voelt door de vakbond, de tevredenheid met de vakbond en de mate waar in men gelooft in de noodzaak en de doelen van de vakbeweging ('vakbondsbewustzijn'j.

Het concept ‘vakbondsbetrokkenheid’ of 'vakbondsbinding' werd vooral geïntroduceerd door Gordon et al. (1980). Zij ontwikkelden een vier-dimensionele schaal om dit concept te meten. In later onderzoek werd echter aanslui ting gezocht bij de driedeling inzake bedrijfsbetrokkenheid die werd voorgesteld door Allen en Meyer (1990; zie ook: Meyer, Allen &. Smith,1993). Zij onderscheiden binding als af fectieve of emotionele verbondenheid met de organisatie, binding gebaseerd op eerder nor matieve overwegingen (zoals verantwoordelijk heden en verplichtingen ten opzichte van de organisatie of haar leden) en binding gebaseerd op een kosten/baten afweging ('wegen de ba ten om lid te blijven op tegen de kosten ervan ?'; 'continueringsbetrokkenheid' genoemd). Naar analogie hiermee ontwikkelde Goslinga een drie componenten omvattende schaal om de betrokkenheid bij een vakbond te meten (Goslinga, 1996; 1997). Deze componenten zijn: affectieve vakbondsbetrokkenheid, nor matieve vakbondsbetrokkenheid en continuerings vakbondsbetrokkenheid. Onderzoek toont aan dat deze drie componenten inder daad empirisch onderscheidbaar zijn, en rele vant zijn als voorspellers van vakbondsparticipatie en tevredenheid met het lidmaatschap (Goslinga, 1996; 1997). Zo blijken de affectieve en continueringscomponent van vakbondsbe trokkenheid bij te dragen tot de wens om lid te blijven, terwijl affectieve vakbondsbetrokken heid mede bepalend is voor de tevredenheid met het lidmaatschap.

Het concept 'gepercipieerde vakbondssteun’ werd eveneens ontwikkeld naar analogie van onderzoek in een bedrijfscontext (Goslinga,

1996). Naar analogie met een reeds bestaande schaal om de gepercipieerde steun door de or ganisatie te meten, ontwikkelden Shore en col lega's (1994) een schaal voor het meten van de

door vakbondsleden ervaren steun vanuit de vakbond. De betrouwbaarheid en validiteit van deze schaal werd bevestigd in Nederlands on derzoek (Goslinga, 1996). De ervaren vak bondssteun hangt positief samen met de drie hoger vermelde aspecten van vakbondsbetrok kenheid en blijkt een autonome bijdrage te le veren aan de tevredenheid met de vakbond en aan de wens om er lid van te blijven.

In onderzoek binnen een bedrijfscontext wordt veel aandacht besteed aan de arbeidste vredenheid van werknemers (zie bijv. Spector,

1997). Deze tevredenheid hangt immers (in ze kere mate) samen met bijv. werkverzuim en verloop. Het is dan ook niet verwonderlijk dat ook het concept 'tevredenheid met de vak

bond’ een belangrijke rol speelt in onderzoek

binnen een vakbondscontext (zie bijv: Goslin ga & Klandermans, 1998). Deze tevredenheid speelt immers een cruciale rol binnen de theo rie van Hirschman, waar hiervoor reeds aan werd gerefereerd. Zo vergroot onvrede met de vakbond waarvan men lid is, de intentie om het lidmaatschap op te zeggen (Goslinga & Klandermans, 1998). Dit laatste is conform Hirschmans hypothese dat 'exit'-gedrag een ge volg is van onvrede met de organisatie waartoe men behoort. De mate waarin men tevreden is met de vakbond waarvan men lid is, correleert tevens positief met de drie hiervoor vermelde vormen van vakbondsbinding (Goslinga &. Klandermans, 1998).

Alle eerdervermelde concepten kunnen slechts onderzocht worden bij vakbondsleden. Het is immers irrelevant om bij niet-leden te peilen naar hun vakbondsbinding of hun tevre denheid met hun vakbondslidmaatschap, aan gezien ze geen lid zijn. Om ook niet-leden in het onderzoek te kunnen betrekken werd tot slot een ruimer concept bevraagd: het 'vak-

bondsbewustzijn’. Het concept 'vakbondsbe-

wustzijn' verwijst naar het geloof in het nut van de vakbeweging om de belangen van werk nemers te verdedigen en naar het geloof in de doelen die deze instelling voorstaat (De Witte, 1990: 120). Ook niet-leden kunnen met deze attitude instemmen, al toont onderzoek aan dat niet-leden (gemiddeld genomen) lager sco ren inzake dit geloof in de vakbeweging dan le den (De Witte, 1995: 266-267). In multivariate analyses vormt deze attitude tevens een van de weinige ideologische variabelen die vakbonds leden van niet-vakbondsleden onderscheiden

(5)

(De Witte, 1998). Het concept vakbondsbewustzijn hangt onder vakbondsleden wellicht met de hiervoor vermelde concepten samen, al werd dit tot op heden niet systematisch onder zocht.

Bij het uitwerken van hypothesen voor vak bondsleden, sluiten we opnieuw aan bij de idee dat leden hun lidmaatschap hoofdzakelijk m o tiveren vanuit een beschermingsmotief. We kunnen dan ook veronderstellen dat de erva ring dat ze ondanks hun lidmaatschap toch met jobonzekerheid geconfronteerd worden, als onbevredigend en frustrerend ervaren wordt. Mogelijk ervaren ze deze situatie als een schending van het impliciete 'psychologi sche contract' dat ze met hun vakbond sloten (vergelijk: Rousseau, 1995): door lid te worden, wensten ze zich te beschermen tegen (job)onzekerheid. We verwachten daarom dat jobonze kerheid bij vakbondsleden zal samenhangen met een lagere score op de drie componenten van vakbondsbetrokkenheid (hypothese 4a), een lagere score inzake gepercipieerde vakbondssteun (hypothese 4b), een lagere tevre denheid met de vakbond (hypothese 4c) en een lager geloof in de vakbeweging en haar doelen (hypothese 4d). Bij de bespreking van de di verse attitudes die in deze studie zullen wor den gehanteerd, werd aangegeven dat ze on derling correleren. Deze attitudes hangen te vens samen met diverse achtergrondkenmerken van de respondenten, zoals hun beroepspositie en hun leeftijd (zie bijv. Barling et al., 1992). Bij het nagaan van de samenhang tussen jobonzekerheid en de diverse vakbondsattitudes dienen de overige attitudes en de (re levante) achtergrondkenmerken dan ook onder controle gehouden te worden.

Bemerk tot slot dat de diverse vakbondsattitudes bij leden tevens kunnen samenhangen met de intentie om het lidmaatschap op te zeg gen. Dit brengt ons tot een meer complex m o del, waarbij verondersteld wordt dat jobonze kerheid zowel rechtstreeks als via diverse atti tudes kan samenhangen met de intentie om het lidmaatschap op te zeggen. Om deze (sterk exploratieve) analyse niet te overbelasten, zul len we dit globale model echter niet toetsen. Evenmin zullen er hypothesen over worden opgesteld. Wel zal in het besluit worden nage gaan in hoeverre er uitspraken kunnen worden gedaan over deze rechtstreekse en niet-rechtstreekse samenhangen met de opzegintentie.

Wat de niet-leden betreft kan tot slot een complementaire hypothese worden ontwik keld. Bij de niet-leden kan slechts gepeild wor den naar het vakbondsbewustzijn. Bij het uit werken van een hypothese over deze attitude vertrekken we opnieuw van de 'beschermings- idee'. Jobonzekerheid kan bij niet-leden het vak bondsbewustzijn versterken, vermits deze erva ring hen confronteert met het feit dat hun posi tie op de arbeidsmarkt onveilig (en dus zwak) is. Dit kan bij hen de attitude versterken dat vak bonden nodig zijn om de belangen van werkne mers te beschermen (hypothese 5). Ook deze sa menhang dient stand te houden na controle van relevante achtergrondkenmerken. Andere attitudes kunnen ditmaal niet mee worden opgenomen in de analyse, omdat deze niet kon den worden bevraagd bij de niet-leden.

Methode

Onderzoeksopzet en steekproef

De diverse hypothesen zullen worden getoetst via data die verzameld werden als onderdeel van een ruimer onderzoek naar het imago van de vakbonden in België (Tratsaert & De Witte, 1999). Een toevallige steekproef Belgische werknemers (N = 1.487) werd in de eerste helft van 1998 via een telefonisch survey geïnter viewd. Daarvoor werd een tweetrapssteekproef getrokken. Eerst werd op het toeval uit een re presentatief staal van 98 gemeenten geselec teerd. Deze steekproef werd op voorhand ge- stratificeerd naar provincie en grootte. Uit de telefoonlijsten van deze gemeenten werd als tweede stap een proportioneel aantal indivi duen op het toeval uit geselecteerd. De steek proef werd beperkt tot respondenten die kon den stemmen bij Sociale Verkiezingen. Dit im pliceert dat alle respondenten in een bedrijf met minstens 50 werknemers dienden te wer ken. De publieke sector ('overheid') werd uitge sloten, omdat er daar (in regel) geen Sociale Ver kiezingen worden georganiseerd. De steek proef is dus beperkt tot werkenden uit bedrij ven met minstens 50 werknemers in de privé- sector. Via filtervragen werden alleen die res pondenten weerhouden die tot deze doelgroep behoorden. De respondenten werden tussen 17 en 21u benaderd voor een interview, dat onge veer 20 a 30 minuten duurde.

(6)

Over de populatie ‘stemgerechtigden bij So ciale Verkiezingen' bestaan er in België geen populatiegegevens. De representativiteit van de steekproef kan daarom niet worden nage gaan. Een inspectie van de achtergrondkenmerken van de geïnterviewden toont aan dat de gerealiseerde steekproef heterogeen is sa mengesteld. Ongeveer 58% onder hen zijn mannen, tegenover 42% vrouwen. Nagenoeg 17% van de geïnterviewden was tussen 18 en 29 jaar oud, 55,5% was tussen 30 en 44 jaar oud en 28% was 45 jaar of ouder. Ook naar be roepspositie is de steekproef heterogeen sa mengesteld: 34% is (hand)arbeider, 37% 'gewo ne' bediende ('employees'), 17% 'hogere' be diende en 12% 'kaderlid'. Deze laatsten zijn be dienden die een verantwoordelijke positie innemen in het management van het bedrijf. De respondenten komen uit de industriële sec tor (35%), de dienstensector (42%) en de quar taire sector (hoofdzakelijk gezondheids- en welzijnszorg; 23%). Van hen is 58,5% lid van een vakbond, tegenover 41,5% niet-leden. De respondenten werkten zowel in Vlaanderen (57%) als in Brussel (22%) en Wallonië (21%). Meetinstrumenten

In de vragenlijst werden zowel achtergrondkenmerken als attitudes bevraagd. De vragen die betrekking hebben op de concepten vakbondsbetrokkenheid, gepercipieerde vakbondssteun en tevredenheid met de vakbond, werden al leen gesteld aan leden van een vakbond. Bij de leden werd tevens gepeild naar de intentie om het lidmaatschap stop te zetten. Bij de niet-leden werd gepeild naar de intentie om lid te wor den in de toekomst. Alle overige aspecten wer den bevraagd bij zowel leden als niet-leden.

Vragen die alleen aan leden werden gesteld

De meting van het concept vakbondsbetrok-

kenheid (of 'vakbondsbinding') werd geïnspi

reerd op de meting van de drie componenten van bedrijfsbinding, zoals voorgesteld door Meyer, Allen en Smith (1993). De door hen voorgestelde items werden door Goslinga ver taald en aangepast aan de vakbondscontext (Goslinga, 1997). De items werden op een 5- puntenschaal gescoord, van '1' ('helemaal niet akkoord') tot '5' ('helemaal akkoord'). Een prin cipale componentenanalyse (met varimax rota tie) leverde de verwachte drie componenten op. Met deze items werden dan schalen gevormd,

die variëren tussen '0' |maximale afwijzing van de schaalinhoud) en '10' (maximale in stemming met de schaalinhoud), met '5' als neutraal middelpunt. De schaal affectieve vak- bondsbetrokkenheid (alpha = .78) bevat vier items (voorbeelditems: 'Ik voel me sterk ver bonden met mijn vakbond' en 'Ik voel een emotionele band met mijn vakbond'). Gemid deld genomen wijzen de leden deze schaal in lichte mate af (gemiddelde = 4,05 op een 10- puntenschaal; SD = 2,62). De schaal norma

tieve vakbondsbetrokkenheid (alpha = .59)

omvat eveneens vier items (voorbeelditem: 'Ik zie het als een verplichting om lid te blijven van mijn vakbond'). Deze schaal wordt door de leden in nog iets sterkere mate afgewezen (ge middelde = 3,14 op een 10-puntenschaal; SD = 2.56). De schaal continueringsvakbondsbetrok- kenheid (alpha = .65) bevat drie items (voor beelditem: 'Ik zou mijn vakbondslidmaatschap opzeggen als er een beter alternatief zou zijn'). In overeenstemming met de literatuur werd deze schaal gespiegeld (cf. Goslinga, 1997). Een hoge score op deze schaal duidt er dus op dat men 'eerder uit voorkeur dan uit noodzaak' lid blijft. Het gemiddelde van deze schaal ligt rond het neutrale middelpunt (gemiddelde = 5,01 op een 10-puntenschaal; SD = 2.96).

Het concept ‘gepercipieerde vakbondssteun’ werd gemeten via 5 items (voorbeelditem: 'Ik kan altijd bij mijn vakbond terecht met vragen of problemen'). Deze items werden ontleend aan de schaal die door Shore et al. (1994) werd ontwikkeld. Ook deze items werden naar het Nederlands vertaald en aangepast door Goslin ga (1999). De respondenten konden deze items op een 5-puntenschaal scoren, van '1' ('hele maal niet akkoord') tot '5' ('helemaal akkoord'). Een principale componentenanalyse (met vari max rotatie) leverde de verwachte ééndimen sionale structuur op, waarna de items werden gecombineerd tot een 10-puntenschaal, naar analogie van de betrokkenheidschalen (alpha = .68). Gemiddeld genomen voelen de leden zich vrij sterk gesteund door hun vakbond (gemid delde = 7,03 op een 10-puntenschaal; SD =

2.11).

De tevredenheid met de vakbond werd met slechts één item gemeten: 'Hoe tevreden bent u met uw vakbond?'. De respondenten konden antwoorden met ‘zeer ontevreden' (‘ 1’), 'eerder ontevreden ('2'), 'niet tevreden, maar ook niet ontevreden' ('3'), 'eerder tevreden' ('4') en 'zeer

(7)

tevreden' ('5'). Het gemiddelde bedraagt 3,77 (SD = 0,94), wat erop wijst dat de respondenten gemiddeld genomen 'eerder tevreden' zijn. On geveer 65% van de leden geeft aan (eerder of erg) tevreden te zijn, tegenover ongeveer 9% die aangeven (eerder of erg) ontevreden te zijn.

Aan de leden werd tot slot nog gevraagd 'Hebt u de laatste zes maanden wel eens over wogen om het lidmaatschap van uw vakbond op te zeggen ?'. Ze konden daarbij antwoorden met 'ja' of 'neen'. 12,6% van de leden gaf aan dit overwogen te hebben. We beschouwen deze vraag als de intentie om het lidm aatschap op

te zeggen.

Vragen die enkel aan niet-leden werden gesteld

Aan de niet-leden werd de vraag 'Hebt u de laatste zes maanden wel eens overwogen om lid te worden van een vakbond' (antwoordmo gelijkheden: 'ja' versus 'neen'). Van de niet-le den reageerde 12,3% positief op deze vraag. We beschouwen deze vraag als de intentie om lid

te worden.

Vragen die aan alle respondenten werden gesteld

Het concept vakbondsbewustzijn werd geme ten via tien items die ontleend werden aan voorgaand onderzoek (De Witte, 1990; 1994). Deze items weerspiegelen het geloof in het nut en de doelen van de vakbeweging in de huidige samenleving (voorbeelditems: 'Verbeteringen ten gunste van de werknemers zijn vooral te danken aan de vakbonden' en 'In de huidige sa menleving zijn vakbonden niet meer nodig' (gespiegelde score)). Deze items werden op een 3 -puntenschaal gescoord, van '1' ('niet ak koord') tot '3' ('akkoord'). Een principale com ponentenanalyse bevestigde de eendimensio- naliteit van de items, waarna ze gecombineerd werden tot een 10-puntenschaal (cf. vakbondsbetrokkenheid). Deze schaal was (matig) be trouwbaar (alpha = .68). Gemiddeld genomen vertoonden de respondenten een matig vak bondsbewustzijn (gemiddelde = 6,49 op een

10-puntenschaal; SD = 1,9).

fobonzekerheid werd gemeten via het item

'Hoe groot is volgens u de kans dat u in de na bije toekomst werkloos zal worden?'. De res pondenten konden antwoorden met 'erg groot' ('5'), 'eerder groot' ('4'), 'noch groot, noch klein' ('3'), 'eerder klein ('2') en 'erg klein of onbe staande' ('1'). Het gemiddelde bedroeg 1,89 (SD

= 0,98), wat erop wijst dat de respondenten deze kans (gemiddeld genomen) als 'eerder klein' ervaarden. Precies 6% ervoer de kans op werkloosheid in de nabije toekomst als (eerder of erg) groot. Dit item werd reeds eerder ge bruikt in onderzoek in België (zie bijv. De Wit te, 1999) en blijkt bruikbaar om de perceptie van onzekerheid over de arbeidsplaats in kaart te brengen.

Hiervoor werd aangegeven dat we een aantal 'relevante achtergrondkenmerken' onder con trole zullen houden in de analyse. Daarom werd tot slot een aantal achtergrondkenmerken in kaart gebracht, zoals het geslacht, de leeftijd, de beroepspositie en het vakbondslidmaatschap. Deze variabelen kwamen eerder reeds aan bod bij het beschrijven van de steekproef. Het ge slacht, de leeftijd en de beroepspositie werden geselecteerd vermits uit voorbij onderzoek ge bleken is dat vooral deze variabelen met de di verse vakbondsattitudes samenhangen. Zo blijkt leeftijd een relevante variabele te zijn in zake vakbondsbetrokkenheid (bijv. Barling et al., 1992) en blijkt de beroepspositie een belangrijkere predictor te zijn van vakbondsbewust zijn dan bijv. het opleidingsniveau (bijv. De Wit te, 1990; Holderbeke et al., 1992).

Resultaten

Jobonzekerheid en vakbondslidmaatschap De variabele jobonzekerheid werd gekruist met het vakbondslidmaatschap. Een chi-kwa- draattoets toont aan dat de hypothese dat beide variabelen statistisch onafhankelijk zijn, ver worpen moet worden (Chi-kwadraat = 30,9; vrijheidsgraden = 4; P <.0001). Zoals veron dersteld geven vakbondsleden zichzelf een sta tistisch significant grotere kans op werkloos heid dan niet-vakbondsleden. De samenhang tussen beide variabelen is echter niet erg sterk (Cramers V = .14***), terwijl het percentage vak bondleden dat zich als jobonzeker ervaart eveneens beperkt is (8% onder de vakbondsle den versus 3,4% onder de niet-leden). Omge keerd beschouwd lijkt de samenhang iets ster ker. Onder de respondenten die onzeker zijn over hun job is 76,7% lid van een vakbond. On der hen die deze kans als 'erg klein of onbe staande' beschouwen is dit 'slechts' 53%.

(8)

Hypothese 1 stelt dat het zojuist vastgestelde verband stand zal houden, wanneer relevante achtergrondkenmerken en attitudes onder con trole gehouden worden. Het betreft hier de be roepspositie, de leeftijd en het geslacht als ach tergrondkenmerken, en het vakbondsbewustzijn als attitude2. Vermits de afhankelijke varia bele van nominaal meetniveau is (lid/geen lid), werd een discriminantanalyse uitgevoerd met de beroepspositie, de leeftijd, het geslacht, het vakbondsbewustzijn én de ingeschatte kans op werkloosheid als onafhankelijke variabelen, en het vakbondslidmaatschap als afhankelijke va- riabele3. De beroepspositie werd in vier dummy-variabelen omgezet, waarbij de middencate- gorie (‘gewone bedienden') als referentiecatego- rie werd beschouwd. Tabel 1 bevat de resultaten van deze discriminantanalyse.

De diverse maten die bij een discriminant analyse berekend worden, zijn analoog aan deze bij een regressieanalyse (zie bijv. Van Knippen berg StSiero, 1980: 66-82). De discriminantcoef- ficiënten (cf. regressiecoefficiënten) geven de weging aan van de onafhankelijke variabelen (of

'predictoren') die de vakbondsleden op optimale wijze onderscheiden van de niet-leden. Door ze te standaardiseren kunnen deze coëfficiënten onderling vergeleken worden. De canonische correlatie (cf. meervoudige correlatie) geeft aan hoe goed beide groepen van elkaar kunnen wor den onderscheiden ('gediscrimineerd'). De dis criminerende kracht van de analyse wordt even eens uitgedrukt in Wilks Lambda. Een lage waarde wijst daarbij op een hoog discrimine rend vermogen. Tot slot wordt op basis van de analyse voorspeld of de respondenten leden zijn of niet-leden. De vergelijking van dit 'voor spelde' lidmaatschap met het reële lidmaat schap van de respondenten toont aan in hoe verre men het vakbondslidmaatschap kan voor spellen op basis van de opgenomen variabelen

Uit Tabel 1 blijkt dat de leden op statistisch significante wijze van de niet-leden kunnen worden onderscheiden op basis van de opgeno men predictoren. De canonische correlatie van 0,49 wijst op een eerder sterke samenhang, ter wijl de discriminerende kracht van de analyse eveneens aangetoond wordt door de statistisch

Tabel 1 Resultaten van de discriminantanalyse met het lidmaatschap van een vakbond als afhankelijke variabele Gestandaardiseerde coëfficiënten Achtergrondkenmerken Beroepspositie (1) Ongeschoolde arbeiders 0,43 Geschoolde arbeiders 0,47 Hogere bedienden -0,08 Kaderleden -0,22 Leeftijd 0,19 Geslacht -Attitudes Vakbondsbewustzijn 0,62 Kans op werkloosheid 0,16 Canonische correlatie 0,49 Wilks Lambda (2) 0,76 Croepscentroïden van leden 0,47 niet-leden -0,67

Percentage correct geklasseerden

leden 79,8

niet-leden 64,4

totale groep 73,5

(1) Dummy-variabelen.

(9)

significante waarde van Wilks Lambda (zie noot 2 in Tabel 1). Op het geslacht na blijken alle variabelen relevant bij het onderscheiden van leden en niet-leden van een vakbond. Vol gende variabelen bepalen (in volgorde van be langrijkheid] de kans om lid te zijn van een vak bond: een hoog vakbondsbewustzijn hebben, ongeschoolde of geschoolde arbeider zijn, niet behoren tot de categorie 'kaderleden', ouder zijn, zichzelf een kans geven op werkloosheid in de nabije toekomst en niet behoren tot de 'hogere bedienden'. Op basis van de diverse predictoren kan niet minder dan 73,5% van de res pondenten correct geklasseerd worden. Het correct 'herkennen' van leden ligt daarbij wel hoger dan dat van niet-leden (ongeveer 80% versus 64%). Na controle voor diverse andere variabelen blijkt de gepercipieerde kans op werkloosheid dus nog steeds een bijdrage te le veren bij het onderscheiden van leden en

niet-leden van een vakbond. Hypothese 1 wordt hiermee bevestigd.

Jobonzekerheid en de intentie om het lidmaatschap op te zeggen bij leden

Om hypothese 2 te toetsen werd een kruistabel gemaakt tussen de intentie om het lidmaat schap op te zeggen en de gepercipieerde kans om werkloos te worden in de nabije toekomst. De hypothese dat beide variabelen statistisch onafhankelijk zijn, kan echter niet worden ver worpen (Chi-kwadraat = 2,0; vrijheidsgraden = 4; niet significant). Jobonzekerheid blijkt dus niet samen te hangen met de intentie om het lidmaatschap op te zeggen.

Het is natuurlijk mogelijk dat de samenhang tussen jobonzekerheid en de intentie het lid maatschap stop te zetten 'verscholen' zit achter de relaties tussen deze variabelen en de overige attitudes en achtergrondkenmerken. Daarom

Tabel 2 Resultaten van de discriminantanalyse met de overweging om het lidmaatschap op te zeggen als af hankelijke variabele (enkel leden; n=866)

Gestandaardiseerde coëfficiënten Achtergrondkenmerken Beroepspositie (1) Ongeschoolde arbeiders Geschoolde arbeiders -Hogere bedienden -0,10 Kaderleden -Leeftijd -Geslacht -Attitudes Affectieve vakbondsbetrokkenheid -Normatieve vakbondsbetrokkenheid -Continuerings vakbondsbetrokkenheid 0,35 Gepercipieerde vakbondssteun 0,39

Tevredenheid met vakbond

-Vakbondsbewustzijn 0,56 Kans op werkloosheid 0,11 Canonische correlatie 0,39 Wilks Lambda (2) 0,85 Groepscentroïden van opzeggers -1,13 blijvers 0,16

opzeggers 70,1

biijvers 75,2

totale groep 74,6

(10)

werd een discriminantanalyse uitgevoerd met de intentie om het lidmaatschap stop te zetten als afhankelijke variabele. Als predictoren wor den de variabelen uit de vorige analyse inge voerd (de achtergrondkenmerken beroepsposi tie, leeftijd en geslacht, samen met het vakbondsbewustzijn en jobonzekerheid). Vermits we ons ditmaal beperken tot de vakbondsleden, kon deze lijst worden aangevuld met de drie componenten van vakbondsbetrokkenheid, de schaal voor de gepercipieerde vakbondssteun en de tevredenheid met de vakbond. Tabel 2 be vat de resultaten van deze analyse.

De intentie om het lidmaatschap stop te zet ten blijkt statistisch significant voorspeld te kunnen worden door de opgenomen predicto ren, al is de kracht van deze analyse ditmaal iets beperkter dan deze van de voorgaande (cf. de iets lagere waarde van de canonische corre latie: 0,39). Onder de vakbondsleden blijken de achtergrondkenmerken nagenoeg geen belang te hebben als predictoren van het opzeggen van het lidmaatschap. Slechts de hogere bedienden hebben in het verleden in iets sterkere mate

overwogen om hun lidmaatschap op te zeggen. Een belangrijkere rol wordt gespeeld door de diverse vakbondsattitudes. Zij die overwogen om hun lidmaatschap op te zeggen, blijken la ger te scoren inzake vakbondsbewustzijn, ge percipieerde vakbondssteun, continueringsbetrokkenheid én inzake de gepercipieerde kans op werkloosheid. Na controle voor diverse an dere variabelen komt er dus wél een effect van jobonzekerheid op de intentie om lid te blijven naar voren: zij die zich onzeker voelen over hun arbeidsplaats zijn - na constanthouding van alle overige variabelen - minder geneigd om hun lidmaatschap op te zeggen. Deze sa menhang is omgekeerd aan de verwachte sa menhang. Hypothese 2 stelde immers dat jobonzekere vakbondsleden in sterkere mate geneigd zouden zijn om hun lidmaatschap op te zeggen.

Jobonzekerheid en de intentie om lid te worden bij niet-leden

Aan niet-leden werd gevraagd in hoeverre ze in het nabije verleden overwogen hadden om lid te

Tabel 3 Resultaten van de discriminantanalyse met de overweging om lid te worden als afhankelijke variabele (enkel niet-leden; N=617) Gestandaardiseerde coëfficiënten Achtergrondkenmerken Beroepspositie (1) Ongeschoolde arbeiders Geschoolde arbeiders 0,20 Hogere bedienden -Kaderleden -0,16 Leeftijd -0,42 Geslacht -Attitudes Vakbondsbewustzijn 0,51 Kans op werkloosheid 0,61 Canonische correlatie 0,28 Wilks Lambda (2) 0,92 Groepscentroïden van

intentie lid worden 0,77

intentie niet-lid blijven -0,11

intentie lid worden 65,3

intentie niet-lid blijven 68,1

totale groep 67,7

(11)

worden. De kruistabel tussen deze variabele en de gepercipieerde kans op werkloosheid toont aan dat deze twee variabelen significant samen hangen (Chi-kwadraat = 21,7; vrijheidsgraden = 4; P < .001). Zoals verwacht, hangt jobonzekerheid onder de niet-leden samen met een grotere intentie om vakbondslid te worden. Ook hier is de samenhang tussen beide variabelen echter eerder zwak (CramersV = .19***), terwijl het per centage jobonzekeren beperkt is onder hen die overwogen hebben om lid te worden (9,2% te genover 2,6% onder hen die niet overwogen hadden om lid te worden). Omgekeerd bekeken lijkt deze samenhang opnieuw iets sterker. On der de (beperkte) groep niet-leden die zich onze ker voelt, had 33,3% overwogen om lid te wor den van een vakbond. Onder de (grotere) groep niet-leden die de kans op werkloosheid als 'erg klein of onbestaand' beschouwde, bedroeg dit slechts 7,8 %.

Om na te gaan in hoeverre deze samenhang stand houdt in een multivariate analyse (hypo these 3) werd een discriminantanalyse uitge voerd met de intentie om lid te worden als af hankelijke variabele. Daarbij werden dezelfde predictoren gehanteerd als bij de analyse van het lidmaatschap in Tabel 1. Bij de niet-leden werden immers alleen deze predictoren verza meld. Het betreft de beroepspositie, de leeftijd, het geslacht, het vakbondsbewustzijn en de kans op werkloosheid. Tabel 3 bevat de resulta ten van deze analyse.

De intentie om lid te worden bij niet-leden kan iets minder goed voorspeld worden dan de intentie om het lidmaatschap stop te zetten onder de leden (vergelijk de canonische corre laties in Tabel 3 en Tabel 2). Toch laten de opge nomen predictoren ook hier een statistisch sig nificante predictie toe van de intentie om lid te worden (canonische correlatie = 0,28; 68% cor rect geklasseerden). De intentie om vakbonds lid te worden, ligt hoger onder niet-leden die (in volgorde van belangrijkheid) zich onzeker voelen over hun job, een hoger vakbondsbe wustzijn vertonen, jonger zijn en tot de catego rie 'geschoolde arbeider' behoren. Kaderleden vertonen deze intentie juist in mindere mate. De resultaten van deze analyse bevestigen dus dat de samenhang tussen jobonzekerheid en de intentie lid te worden bij niet-leden niet te wijten is aan andere variabelen. Hypothese 3 wordt dus bevestigd.

Jobonzekerheid en vakbondsattitudes bij leden Hypothese 4 houdt in dat de ervaring van jo bonzekerheid samengaat met een lagere score op diverse vakbondsattitudes, zoals vakbondsbetrokkenheid, gepercipieerde vakbondssteun, tevredenheid met de vakbond en vakbondsbe wustzijn. De overige attitudes en relevante achtergrondkenmerken dienen daarbij onder controle te worden gehouden. Daarom werden regressieanalyses uitgevoerd met de diverse vakbondsattitudes als afhankelijke variabelen4. De gepercipieerde kans op werkloosheid en de overige vakbondsattitudes werden daarbij als predictoren ingevoerd, samen met de achter grondkenmerken die eerder reeds aan bod kwamen bij de discriminantanalyses (vier dummy's voor beroepspositie, leeftijd en ge slacht). Tabel 4 bevat de resultaten van deze analyses.

Uit Tabel 4 blijkt dat de diverse vakbondsat titudes hoofdzakelijk voorspeld kunnen wor den vanuit de overige vakbondsattitudes en slechts in beperkte mate vanuit de achter grondkenmerken van de leden. Op normatieve vakbondsbetrokkenheid en vakbondsbewust zijn na, kan telkens ongeveer éénderde van de variantie verklaard worden door de opgeno men predictoren. Jobonzekerheid blijkt geen autonome bijdrage te leveren tot het verklaren van affectieve vakbondsbetrokkenheid. Ook de initiële correlatie tussen beide variabelen was niet significant. Hypothese 4a met betrekking tot deze component wordt dus verworpen. Na regressieanalyse blijkt jobonzekerheid een sig nificante negatieve samenhang te vertonen met de component normatieve vakbondsbe trokkenheid. De initiële correlatie tussen bei de variabelen was niet significant. Dit bevestigt hypothese 4a met betrekking tot deze compo nent: de kans werkloos te worden hangt sa men met een lagere normatieve vakbondsbe trokkenheid. Ook de initiële correlatie tussen jobonzekerheid en continueringsvakbondsbe- trokkenheid was significant negatief (r = -.10"). Deze samenhang wordt iets afgezwakt na re gressieanalyse, doch blijft eveneens negatief én significant. Dit bevestigt eveneens hypothese 4a met betrekking tot deze component: de kans werkloos te worden hangt samen met een lagere continueringsbetrokkenheid.

Het initieel negatieve verband tussen jobon zekerheid en gepercipieerde vakbondssteun (r = -.13") houdt stand in de regressieanalyse.

(12)

Tabel 4 Resultaten van de regressieanalyses met één der attitudeschalen als afhankelijke variabele (enkel le den; N =866)

Criteriumvariabele (2)

Predictoren Affectieve Normatieve Continuerings Gepercipieerde Tevredenheid Vakbonds

vakbonds- vakbonds- vakbonds- vakbonds- met vakbond bewustzijn

betrokkenheid betrokkenheid betrokkenheid steun

Achtergrondkenmerken Beroepspositie (1) Ongeschoolde arbeiders 0,08** - - - 0,12*** -Geschoolde arbeiders 0,10** - - - - -Hogere bedienden - - - -Kaderleden - - - -0,15** Leeftijd 0,08** 0,13*** - - - -Geslacht - - - 0,09** - -Attitudes Affectieve vakbondsbetrokkenheid / 0,36*** +0,28*** -0,12*** 0,21*** 0,26*** Normatieve vakbondsbetrokkenheid 0,27*** / -0,19*** -0,11*** - -Continuerings vakbondsbetrokkenheid +0,26*** -0,24*** / +0,22*** +0,13*** +0,12** Gepercipieerde vakbondssteun 0,11** -0,15*** +0,23*** / 0,35*** 0,14**'

Tevredenheid met vakbond 0,19*** - +0,12*** 0,31*** /

-Vakbondsbewustzijn 0,21*** - +0,08** 0,11*** - / Kans op werkloosheid - -0,07* -0,07* -0,08** - -R 0,61 0,40 0,57 0,60 0,56 0,44 R2 0,38 0,16 0,32 0,36 0,31 0,19 F-waarde 59,8*** 30,8*** 63,4*** 62,7*** 90,8*** 47,8*** Vrijheidsgraden (8, 789) (5, 792) (6,791) (7, 790) (4,793) (4, 793) (1) Dummy-variabelen.

(2) Gestandaardiseerde regressiecoëffidënten (bèta). Een in de tabel wijst erop dat deze variabele niet in de analyse kan wor

den opgenomen, omdat deze geen additionele variantie meer kan verklaren. Een 7 ' impliceert dat deze variabele als criterium fungeert in de analyse.

*0,01 < P < 0 ,0 5 ; **0,001 < P < 0 , 01; ***P< 0,001. Deze samenhang is dus niet te wijten aan de invloed van de overige variabelen in deze ana lyse. Dit bevestigt hypothese 4b: jobonzekerheid gaat samen met de perceptie onvoldoende gesteund te zijn door de vakbond waarvan men lid is. Wat de tevredenheid met de vakbond in het algemeen betreft, blijkt het initieel signifi cante (negatieve) verband met jobonzekerheid (r = -.07*) weg te vallen, nadat gecontroleerd werd voor de overige vakbondsattitudes (en achtergrondkenmerken). Hypothese 4c wordt dus verworpen. De gepercipieerde kans op werkloosheid vertoonde geen significante ini tiële correlatie met vakbondsbewustzijn. Na re gressieanalyse verandert er niets aan deze vast stelling: jobonzekerheid blijft ongerelateerd aan deze vakbondsattitude. Daarmee wordt ook hypothese 4d verworpen.

Globaal genomen wordt de helft van de hy pothesen dus verworpen. Leden die zich onze ker voelen over hun baan zijn wel iets minder

tevreden met de steun die ze vanwege hun vak bond ervaren, terwijl ook hun normatieve en continuerings vakbondsbetrokkenheid iets la ger ligt. Voor het overige doen er zich geen sig nificante samenhangen voor. Bemerk overi gens dat de vastgestelde (significante) samen hangen tevens eerder zwak zijn.

Jobonzekerheid en vakbondsbewustzijn bij niet-leden

Hypothese 5 stelt dat jobonzekerheid bij niet- leden samengaat met een sterker vakbondsbe wustzijn. Beide variabelen correleren inder daad significant positief met elkaar (r = .12; .001 < P <.01), al is de samenhang tussen bei de variabelen ook hier eerder beperkt. Om de robuustheid van deze samenhang te toetsen, werd een regressieanalyse uitgevoerd met vak bondsbewustzijn als afhankelijke variabele en de gepercipieerde kans op werkloosheid en de achtergrondkenmerken (vier dummy's voor

(13)

be-Onzekerheid over de arbeidsplaats

roepspositie, samen met leeftijd en geslacht) als onafhankelijke variabelen. Omdat slechts het vakbondsbewustzijn in kaart gebracht werd bij niet-leden, kan de samenhang tussen deze variabele en jobonzekerheid niet gecon troleerd worden voor andere vakbondsattitudes. Daarom beperken we ons tot het onder controle houden van de achtergrondkenmerken. Tabel 5 bevat deze resultaten.

Uit Tabel 5 blijkt dat het vakbondsbewust zijn onder niet-leden lager is bij de hogere be dienden en de kaderleden, terwijl het iets ho ger is onder de vrouwen. Na controle voor deze achtergrondkenmerken blijft er een significan te samenhang bestaan tussen jobonzekerheid en vakbondsbewustzijn. De samenhang tussen beide variabelen is dus robuust. Hypothese 5 wordt daarmee bevestigd.

Besluit en discussie

In deze bijdrage lag de klemtoon op de analyse van de samenhang tussen jobonzekerheid en het vakbondslidmaatschap. Daarbij werd te vens ingegaan op de samenhang tussen jobon zekerheid en diverse vakbondsattitudes, die re levant zijn met betrekking tot het lidmaat schap, zoals de betrokkenheid of binding met de vakbond en de tevredenheid met de vakbond

en met de diensten die deze levert. Diverse hy pothesen werden ontwikkeld en getoetst met data die verzameld werden via een telefonisch survey. Dit survey werd afgenomen bij kiesge rechtigden voor Sociale Verkiezingen in België.

Een eerste opvallende vaststelling is dat de vakbondsleden zich significant onzekerder voelen over hun arbeidsplaats dan niet-leden. Deze samenhang blijft bestaan na controle van diverse achtergrondkenmerken (zoals de be roepspositie), die op hun beurt samenhangen met een grotere kans op werkloosheid. De vast gestelde samenhang is dus niet te wijten aan de oververtegenwoordiging van bijv. (hand)arbeiders onder de vakbondsleden; een werkne- merscategorie die een grotere kans loopt om werkloos te worden dan andere beroepsgroe pen. De resultaten tonen eerder aan dat er zich binnen de arbeidersgroep een onderscheid voordoet tussen de leden en de niet-leden van een vakbond: arbeiders die lid zijn, voelen zich onzekerder over hun arbeidsplaats dan arbei ders die geen lid zijn. Deze vaststelling sugge reert dat jobonzekerheid een reden vormt om lid te worden van een vakbond. Dit ligt in de lijn van het 'beschermingsmotief', dat uit di verse onderzoeken naar voren komt (bijv. Van deVall, 1963; De Witte, 1995).

De vaststelling dat vakbondsleden zich in België onzekerder voelen over hun

arbeids-Tabel 5 Resultaten van de regressieanalyse met het vakbondsbewustzijn als afhankelijke variabele (enkel niet-leden; N=617) Predictoren (2) Achtergrondkenmerken Beroepspositie (1) Ongeschoolde arbeiders Geschoolde arbeiders -Hogere bedienden -0,12 Kaderleden -0,25 Leeftijd -Geslacht 0,11 Attitudes Kans op werkloosheid 0,10 R 0,32 R2 0,10 F-waarde 17,2*** Vrijheidsgraden (4, 590) (1) Dummy-variabelen.

(2) Gestandaardiseerde regressiecoëfficiënten (bèta). Een in de tabel wijst erop dat deze variabele niet in de analyse kan worden opgenomen, omdat deze geen additionele variantie meer kan verklaren.

(14)

plaats dan niet-leden, is interessant in interna tionaal vergelijkend perspectief. In Finland werd een gelijkaardige samenhang vastgesteld (Kinnunen & Natti, 1994). Uit onderzoek in Nederland komt echter geen samenhang naar voor tussen het vakbondslidmaatschap en jobonzekerheid (zie bijv. Van Vuuren, 1990). In België werden nipt niet significante samen hangen vastgesteld (bijv. De Witte, 1988; Hae- len, 1997). Deze kunnen te wijten zijn het feit dat deze onderzoeken geen gebruik maakten van een grootschalige, representatieve steek proef, zoals in deze bijdrage het geval was5. Wel licht kan het verschil in resultaten tussen di verse landen verklaard worden door de positie die de vakbeweging er inneemt. Het ledenaan tal in België en Finland ligt immers vrij hoog, terwijl de vakbeweging er tevens een centrale plaats inneemt in het sociale zekerheidsstelsel (zie bijv. Ferner & Hyman, 1998; Pasture, 1996). Dit is in veel mindere mate het geval in Neder land. De positie van de vakbeweging in de di verse landen speelt wellicht een belangrijke modererende rol in de samenhang tussen jobonzekerheid en het lidmaatschap: daar waar de vakbeweging in sterkere mate een bescher mende rol kan spelen, is het immers instru- menteler om lid te worden wanneer men zich onzeker voelt over de eigen arbeidsplaats. Het verdient aanbeveling om de hypothese van de modererende rol van de positie van de vakbe weging verder te exploreren in landenvergelij kend onderzoek.

De vastgestelde samenhang tussen jobonzekerheid en het vakbondslidmaatschap bewijst natuurlijk nog niet dat men lid werd omdat men zich onzeker voelt over de arbeidsplaats. Daarvoor is immers longitudinaal onderzoek nodig, of minstens onderzoek waarbij men de motieven voor het lidmaatschap retrospectief in kaart brengt. Dit gebeurde niet in deze bij drage. Daarom werd tevens gepeild naar de in tenties om het lidmaatschap op te zeggen (bij leden) en naar deze om lid te worden (bij niet- leden). De vaststellingen met betrekking tot deze intenties liggen in de lijn van de vaststel lingen met betrekking tot het lidmaatschap.

Allereerst werd vastgesteld dat vakbondsle den niet overwegen om hun lidmaatschap op te zeggen, wanneer ze zich onzeker voelen over hun baan. Na multivariate analyse kwam zelfs het omgekeerde naar voor: juist de vak bondsleden die hun arbeidsplaats als zeker

er-vaarden, hadden vaker overwogen om hun lid maatschap op te zeggen. Dit laatste spoort met vaststellingen uit onderzoek in het verleden (zie bijv. Verbrugghe et al., 1982: 299-301), dat leden hun lidmaatschap vooral opzeggen wan neer ze het in hun huidige positie niet meer nodig denken te hebben. Deze vaststelling sluit natuurlijk opnieuw aan bij de idee van het 'beschermingsmotief'; leden die het gevoel hebben 'sterk genoeg te staan', overwegen vak er om het lidmaatschap op te zeggen. We stel len dus geen 'exit-gedrag' vast, zoals voorspeld kan worden vanuit de theorie van Hirschman (1970).

Onder niet-leden werd het omgekeerde vast gesteld: zij die zich met werkloosheid bedreigd voelden, hadden in iets sterkere mate overwo gen om lid te worden. Deze samenhang bleef bestaan na controle voor diverse achtergrondkenmerken, en mag dus als 'robuust' be schouwd worden. Ook dit spoort met de visie dat men vooral lid wordt van een vakbond uit nood aan bescherming.

De analyse van de intenties bij leden én niet-leden toont dus aan dat jobonzekerheid eerder een toestroom van niet-leden, dan een uitstroom van leden ('exit') tot gevolg kan heb ben. Beide tendensen samengenomen suggere ren dat jobonzekerheid geen bedreiging vormt voor de ledenbasis van de vakbeweging in Bel gië, doch deze eerder lijkt te versterken. Deze vaststellingen stroken met de evolutie van het ledenaantal in België. Zowel in absolute als in relatieve cijfers bleef het ledenaantal in België immers stabiel gedurende de jaren tachtig, ter wijl het zelfs in lichte mate steeg vanaf het be gin van de jaren negentig |Van Gyes et al., in druk), toen de werkloosheid opnieuw een lich te stijging vertoonde (Federaal Ministerie van Tewerkstelling en Arbeid, 1998). Dit suggereert dat de toegenomen dreiging met werkloosheid in deze periode één van de redenen voor deze stijging zou kunnen zijn. Nader onderzoek moet dit echter uitwijzen. De analyses in dit artikel hebben immers betrekking op intenties en niet op feitelijk 'opzeg'- of 'toetredings'-ge drag onder werknemers. Onderzoek toont aan dat dergelijke intenties goede voorspellers van het feitelijke gedrag kunnen zijn, wanneer aan specifieke condities is voldaan (zie bijv. Ajzen, 1985). De samenhang tussen beide is echter niet perfect.

(15)

op de samenhang tussen jobonzekerheid en vakbondsattitudes bij leden en niet-leden. Deze samenhangen waren over het algemeen niet erg sterk. Onder de leden werd de verwach te samenhang vastgesteld met indicatoren van onvrede. Zo bleken jobonzekere leden in min iere mate tevreden over de steun die ze van hun vakbond kregen. Deze samenhang bleek robuust te zijn na controle van andere attitudes en achtergrondkenmerken. De initiële nega tieve samenhang met de tevredenheid met de vakbond in het algemeen verdween echter na controle voor andere variabelen. Met het as pect 'vakbondsbewustzijn' werd geen samen hang vastgesteld, terwijl de samenhangen met ie drie componenten van vakbondsbetrokkenheid niet eenduidig waren. Met affectieve vakbondsbetrokkenheid werd immers geen sa menhang vastgesteld, terwijl er pas na multivariate analyse een (zwakke) negatieve samen hang met normatieve vakbondsbetrokkenheid werd gevonden. Met de component continue- ringsvakbondsbetrokkenheid werd wel de ver wachte samenhang vastgesteld: de dreiging werkloos te worden hing samen met een lagere continueringsbetrokkenheid. Deze samen hang bleek robuust na multivariate analyse.

Wanneer we de resultaten uit de Tabellen 2 ('intentie lidmaatschap opzeggen') en 4 ('vak bondsattitudes') samennemen, dan verschijnt volgend beeld. Onder vakbondsleden blijkt lobonzekerheid tegenstrijdige reacties met zich mee te brengen. Enerzijds hangt deze ervaring samen met een hogere onvrede over de geperci pieerde steun vanwege de vakbond (Tabel 4). Deze ontevredenheid hangt samen met een grotere bereidheid om het lidmaatschap op te zeggen (Tabel 2). Naast deze indirecte invloed van jobonzekerheid (via de gepercipieerde vakbondssteun om), hangt de dreiging werkloos te worden echter ook rechtstreeks samen met de intentie lid te blijven (Tabel 2). Beide invloeden werken elkaar tegen. Daarnaast doet er zich een tweede tegenstrijdige reactie voor. Uit Tabel 4 blijkt dat jobonzekerheid samenhangt met een iets lagere continueringsbetrokkenheid. Deze laatste hangt echter zoals - verwacht op basis van de literatuur - samen met een verhoogde in tentie om lid te blijven. Jobonzekerheid draagt dus indirect bij tot het verhogen van de bereid heid om het lidmaatschap op te zeggen. Naast dit indirecte 'destructieve pad', blijkt de percep tie van kans op werkloosheid echter positief sa

men te hangen met de intentie om lid te blijven. Ook hier werken beide invloeden elkaar tegen. De eindresultante van deze invloeden blijkt een nulverband of zelfs een licht positieve sam en hang tussen jobonzekerheid en de bereidheid lid te blijven (Tabel 2). Toekomstig onderzoek zou zich kunnen toespitsen op het verder uitra felen van dit complexe kluwen aan samenhan gen.

Het samennemen van de resultaten uit de Tabellen 3 en 5 levert eenduidiger vaststellin gen op wat de niet-leden betreft. Vooreerst hangt jobonzekerheid onder niet-leden samen met een sterker geloof in het nut en de doelen van de vakbeweging ('vakbondsbewustzijn'; zie Tabel 5). Dit vakbondsbewustzijn hangt tevens positief samen met de intentie om lid te wor den (Tabel 3). Naast deze indirecte samenhang vertoont de dreiging met werkloosheid tevens een rechtstreekse samenhang met de intentie lid te worden (Tabel 3). Beide 'paden' versterken elkaar wellicht, waardoor de samenhang tus sen jobonzekerheid en de intentie om lid te worden eenduidig 'positief' is.

Noten

1 Cf. ook de bijdrage van Steijn aan dit themanum mer.

2 De overige vakbondsattitudes werden immers slechts bij leden in kaart gebracht.

3 Discriminantanalyse werd verkozen boven het uitvoeren van bijv. een logistische regressie-analyse, omdat de resultaten van een discriminant analyse eenduidiger te interpreteren zijn. Zo zijn de gestandaardiseerde discriminantcoëfi- ciënten eenvoudig onderling te vergelijken, ter wijl er tevens een schatting kan worden gemaakt van het percentage correct geklasseerde respon denten. Dit laatste vormt een eenvoudig inter preteerbare indicatie van de kracht van de analy se (zie bijv. Nie et al., 1975: 434-467 en Van Knip penberg &. Siero, 1980: 66-82).

4 Deze regressie-analyses werden uitgevoerd vol gens de 'forward'-optie. Dit impliceert dat de predictoren één voor één en in volgorde van belang rijkheid in de analyse worden opgenomen. Wan neer de volgende variabele geen additionele ver klaringskracht meer bezit, dan wordt de analyse stopgezet.

5 Eerder werd gesteld dat de representiviteit van de steekproef in deze bijdrage niet kan worden nagegaan, vermits er geen populatiegegevens be schikbaar zijn over stemgerechtigden bij Sociale Verkiezingen. Gegeven de zorg die werd besteed aan het samenstellen van de steekproef en

(16)

gege-ven de nadruk op de toevallige selectie van res pondenten, kunnen we echter vermoeden dat de gehanteerde steekproef representatief is voor ge viseerde populatie.

Literatuur

Ajzen, I. (1985), From intentions to actions: A theory of planned behavior. In: J. Kuhl & J. Beckman (Eds.), Action Control: From Cognition to Behavi

or. Berlin: Springer Verlag, p. 11-39.

Allen, N. J. Meyer (1990), The measurement and an tecedents of affective, continuance and normative commitment to the organization. Journal of Occu

pational Psychology, 63,1-18.

Barling, J., C. Fullagar &. Kelloway, E. (1992), The uni

on and its members: A psychological approach.

New York: Oxford University Press.

Burchell, B. (1994), The effects of labour market posi tion, job insecurity and unemployment on psy chological health. In: Gallie, D., Marsh, C., &Vo- gler, C. (Eds.), Social change and the experience of

unemployment. Oxford: University Press, p. 188-

212.

De Witte, H. (1988), Waarom worden jongeren lid van een vakbond ? Tijdschrift voor Arbeidsvraag

stukken, 4, p. 18-34.

De Witte, H. (1990), Conformisme, radicalisme en

machteloosheid. Een onderzoek naar de sociaal- culturele en sociaal-economische opvattingen van arbeiders in Vlaanderen. Leuven: HIVA-KU-

Leuven.

De Witte, H. (1994), De beoordeling van vakbonden

en sociale verkiezingen in 1994. Resultaten van een survey bij Vlaamse werknemers die kiesge rechtigd zijn bij sociale verkiezingen. Leuven:

HIVA-KULeuven.

De Witte, H. (1995), Worden vakbondsleden (nog) be wogen door een ideologie? Een overzicht van het belang van ideologische factoren als determinant van vakbondsparticipatie in Vlaanderen. Tijd

schrift voor Arbeidsvraagstukken, 11, p. 261-279.

De Witte, H. (1997), Is jobonzekerheidproblematisch ? Een pleidooi voor meer onderzoeks- en beleidsaan dacht op basis van een bedrij fsenquête. In : Van Hoof (Red,), De arbeidsmarktonderzoekersdag 1997.

Verslagboek. Dossier nr. 14, Leuven: Steunpunt

Werkgelegenheid, Arbeid,Vorming, p. 105-119. De Witte, H. (1998), Different colours different

worlds ? Exploring union attitudes and union goals of blue and white collar workers. Paper pre

sented at the international conference ’Does Class Still Unite i Socio-Economic Differentiation as a challenge for the Trade Unions' Leuven, 8 Januari

1998.

De Witte, H. (1999), Job Insecurity and Psychological Well-being: Review of the Literature and Explora tion of Some Unresolved Issues. European Journal

of Work and Organizational Psychology, 8(2), 155-

177.

Federaal Ministerie van Tewerkstelling en Arbeid (1998), De arbeidsmarkt in België: werkgelegen

heid en werkloosheid. Brussel: Administratie van

de werkgelegenheid.

Ferner, A. & R.Hyman (Eds., 1998), Changing Indu

strial Relations in Europe. Oxford: Blackwell.

Gordon, M., J Philpot, R. Burt, C. Thompson & W. Spiller, W. (1980), Commitment to the union: De velopment of a measure and an examination of its correlates. Journal of Applied Psychology, 65, p. 479-499.

Goslinga, S. (1996),Voor wat hoort wat: een ruiltheo- retische benadering van vakbondsbinding. Paper

voorhet WESWA-congres 1996 te Rotterdam.

Goslinga, S. (1997), Relatieve groepsgrootte, binding en ingroep favoritisme: Een onderzoek onder vak bondsleden. In: Daamen, D , Pruyn, A., Otten,W. & Meertens, R. (Eds.), Sociale psychologie en haar

toepassingen, DeelXI. Delft: Eburon, p. 41-54.

Goslinga, S. (1999), Job insecurity, union participa tion and the need for (new) union services. Paper

presented at the international conference 'Plant closures and downsizing in Europe, Leuven, Ja

nuary 28-30 1999.

Goslinga, S. & B. Klandermans (1998), Union mem bership in The Netherlands: Differences between traditional and 'new' employees in union satisfac tion, union commitment and exit-behavior. Paper

presented at the international conference 'Does Class Still Unite i Socio-Economic Differentiation as a challenge for the Trade Unions' Leuven, 8 Ja

nuari 1998.

Guest, D. &. P. Dewe (1988), Why do workers belong to a trade union ? A social psychological study in the UK electronics industry. British Journal of In

dustrial Relations, 26, p. 178-194.

Haelen, L. (1997), Onzekerheid over de arbeids

plaats. Impact op de collectieve readies van werk nemers. Verhandeling aangeboden tot het verkrij

gen van de graad van Licentiaat in de Psychologie aan de KU Leuven.

Hartley, J. (1991), Joining a trade union. In: Hartley, J. & Stephenson, G. (Eds.), Employment Relations.

The psychology of influence and control at work.

Oxford: Blackwell, p. 163-184.

Hartley, J., D. Jacobson, B. Klandermans & T. van Vuuren (1991), Job insecurity: Coping with jobs at

risk. London: Sage Publications.

Hirschman, A. (1970), Exit, Voice and Loyalty: Res

ponses to Decline in Firms, Organizations and States. Cambridge, M.A.: Harvard University

Press.

Holderbeke, F. H. De Witte & P. van der Hallen (1992), Houding en verwachtingen van 'nieuwe werknemersgroepen' tegenover de vakbeweging. Een secundaire analyse van het onderzoek 'Vak bonden 1990'. HIVA, Leuven, 113p.

Kinnunen, U. & J. Natti, (1994), Job insecurity in Fin land: Antecedents and Consequences. European

Work and Organizational Psychologist, 4(3), p.

297-321.

(17)

Onzekerheid over de arbeidsplaats Overzicht van theorie en onderzoek. Tijdschrift

voor Arbeidsvraagstukken, 2 , 14-29.

Klandermans, B. (1997), The social psychology of

protest. Oxford: Blackwell.

Klandermans, B. & T. vanVuuren (1999), fob insecu rity. Special issue of the European Journal of Work

and Organizational Psychology, 8, p.145-314.

Knippenberg, A. van &. F. Siero (1980), Multivariate

analyse. Beknopte inleiding en toepassingen. De

venter: Van Loghum Slaterus.

Martens, A. (1985), Vakbondsgroei en vakbonds- macht in België. Tijdschrift voor Arbeidsvraag

stukken, jrg. 1, nr, 2, p. 35-42.

Meyer, f., N. Allen & C. Smith (1993), Commitment to organizations and occupations: Extension and test of a three-component conceptualization. Jour

nal of Applied Psychology, 78, 538-551.

Nie, N., C. Hull, J. Jenkins et al. (1975), SPSS Statisti

cal Package for the Social Sciences. New York: Me

Graw-Hill Company.

Pasture, P. (1996), Belgium: pragmatism in pluralism. In: Pasture, P., Verberckmoes, f. & De Witte, H. (Eds.), The lost Perspective 1 Trade unions between

ideology and social action in the new europe. Vol ume 1: Ideological persistence in national traditi ons. Aldershot: Avebury, p. 91-135.

Pasture, P. &. J. Mampuys, (1990), In de ban van het

getal. Ledenanalyse van het A CV/CSC1900-1990.

Leuven: HIVA-KU Leuven.

Putte, B. van den (1995), Uit de bond: bedanken als vakbondslid. In: Klandermans, B. & Visser, J. (Red.), De vakbeweging na de welvaartsstaat. A s sen: Van Gorcum, p. 87-111.

Rij, C. van (1995), Naar de bond: vakbondsloopbanen en beroepsloopbanen. In: Klandermans, B. & Vis ser, J. (Red.), De vakbeweging na de welvaarts

staat. Assen: Van Gorcum, p. 67-86.

Rousseau, D. (1995), Psychological contracts in orga

nizations. Understanding written and unwritten agreements, SAGE,Thouand Oaks.

Shore, L., L. Tetrick, R. Sinclair & L. Newton (1994), Validation of a measure of perceived union sup port. Journal of Applied Psychology, 79, 971-977. Spector, P. (1997), Job satisfaction. Application, as

sessment, causes, and consequences, Sage, Thou

sand Oaks.

Tratsaert, K. & H. De Witte (1999), Het imago van

de vakbonden en Sociale Verkiezingen in België in 1998. Leuven: HIVA-KULeuven.

Vail, M. van de (1963), De vakbeweging in de wel

vaartsstaat. Meppel: Boom en Zoon.

Van Gyes, G., H. De Witte & P. van der Hallen (in druk), Strong Belgian trade unions in the 1990s. A future example of the law of inhibiting progress ? In: Hoffmann, R. (Ed.), Trade unions facing chal

lenges. Brussel: European Trade Union Institute.

Verbrugghe, B., G. Hedebouw , M. Ringoot &. H. Cossey (1982), De syndicale werking in vijf ACV-

verbonden. Deel II: De syndicale werking vanuit de leden en m ilitanten beschouwd. Kennis, parti cipatie en evaluatie. Leuven: HIVA-Leuven, p. 155-

339.

Visser, J. (1995),Trade unions from a comparative per spective. In: Van Ruysseveldt, f., R. Huiskamp & J. van Hoof (Eds.), Comparative industrial and em

ployment relations. London: Sage, p. 37-67.

VuurenT. van (1990), Met ontslag bedreigd. Werkne

mers in onzekerheid over hun areidsplaats bij ver anderingen in de organisatie, Amsterdam: VU

Uitgeverij.

Vuuren, T. van , J. van Gastel & Klandermans, B. (1989), Onzekerheid over de arbeidsplaats. Reac ties van werknemers in collectief verband. Tijd