A n n elie s D aalder en Coen van R ij
Uit de bond: een dynamische analyse van
opzeggedrag van vakbondsleden
Er bestaan veel empirische studies naar vakbondslidmaatschap en factoren die van invloed zijn op leden tallen en organisatiegraden. In deze onderzoeken wordt lidmaatschap vaak als een statisch concept bestu deerd. Men vergelijkt meestal vakbondsleden met niet-vakbondsleden op één tijdstip. O f iemand op een bepaald moment wel of niet lid is van een vakbond, is echter de resultante van twee verschillende pro cessen. Eerst is er het proces van lid worden van een vakbond, daarnaast is er het proces van beëindigen van het lidmaatschap. Van de onderzoeken die deze verschillende processen apart behandelen, zijn de meeste gericht op het proces van lid worden. Voor dit proces zijn verschillende modellen ontwikkeld (Hartley, 1992; Van Rij, 1994). Minder aandacht is besteed aan het proces van opzeggen.
In dit artikel staat opzeggedrag centraal. Eerst wordt een aantal theorieën omtrent vakbondslidmaatschap en opzeggedrag besproken. Daarna worden de analysemethode en de data behandeld. Vervolgens wor den drie modellen voor opzeggedrag weergegeven en bediscussieerd, waarbij een aantal opmerkingen ge plaatst zal worden bij de meerwaarde van een dynamische benaderingswijze.
Introductie
De beperkte aandacht voor opzeggedrag kan niet veroorzaakt worden door de omvang van de uitstroom. De uitstroompercentages bij Neder landse vakbonden zijn hoog. In 1986 werd door Klandermans gememoreerd dat er vakbonden bestaan die een jaarlijkse uitstroom kennen van een kwart van de leden (Klandermans, 1986). Uit onderzoek onder bonden die zijn aangeslo ten bij de FNV, is gebleken dat de uitstroom voor
diverse bonden varieert van 6% tot 18% op jaar basis (Daalder, 1994). De omvang van de uit stroom is onder meer verschillend voor ver schillende bedrijfstakken, verschillende leef tijdsgroepen en voor mannen en vrouwen.
De meeste onderzoeken over opzeggedrag concentreren zich op de motieven die genoemd worden door ex-leden, waarbij een vergelijking met leden veelal niet mogelijk is (Van der Vall, 1963; Van der Veen &. Klandermans, 1989). An der onderzoek beperkt zich tot de intentie om
op te zeggen (Van Teeffelen &. Klandermans, 1989). Naar onze mening is voor het achterha len van factoren die een rol spelen bij opzeg gedrag essentieel, dat leden m et ex-leden wor den vergeleken. Daarbij is een dynamische be nadering van belang, omdat niet alle potenti eel belangrijke factoren constant zijn in de tijd. Een eerste poging tot een dynamische analyse is gedaan door Van den Putte (Van den Putte, 1995). Het tijdsbestek van de beschikbare data was echter beperkt tot IV i jaar. Naar onze overtuiging vereist het schatten van een model voor opzeggedrag het gebruik van data voor zo wel leden als ex-leden vanaf het tijdstip dat zij lid zijn geworden van de bond. Zulke data wor den in dit artikel gebruikt voor het schatten van een dynamisch model voor opzeggedrag met een specifieke vorm van longitudinale analyse. Deze methode van analyse maakt het mogelijk om gebruik te maken van exogene variabelen die variëren in de tijd. Dit model toont welke factoren van invloed zijn op de Drs. Annelies Daalder en dr. Coen van Rij zijn werkzaam bij het Centrum voor onderzoek naar Europese Samen levingen en Arbeidsverhoudingen CESAR, vakgroep Sociologie, Universiteit van Amsterdam.
Uit de bond: een dynamische analyse van opzeggedrag van vakbondsleden kans om het lidmaatschap van een vakbond te
beëindigen.
Theoretische achtergrond
Het theoretische model is gebaseerd op de aan name dat een individu doelgericht handelt, dat wil zeggen dat een individu wordt beschouwd als een 'purposive actor' zoals die gedefinieerd is doorColeman (Coleman, 1990).
Vele doelen die door vakbonden worden nage streefd, kunnen beschouwd worden als collec tieve goederen. Kenmerkend voor een collectief goed is dat indien één of meerdere individuen uit een groep ervoor zorgen dat een goed be schikbaar is, de anderen uit de groep niet van dit goed uitgesloten kunnen worden (Olson, 1965). In het geval van een organisatie betekent dit dat goederen voor zowel leden als niet-leden beschikbaar zijn. Bij vakbonden is sprake van een collectief goed, doordat de resultaten die be haald worden bij bijvoorbeeld CAO-onderhande- lingen, na algemeen verbindend verklaard te zijn, gelden voor alle werknemers, of ze nu lid zijn van een vakbond of niet. Hiermee wordt het probleem geschapen van zogenaamde zwart rijders. Dit zijn mensen die een positieve attitu de kunnen hebben ten opzichte van het goed dat verschaft wordt door de organisatie, maar niet bereid zijn er aan mee te betalen omdat zij we ten dat zij ook zonder te betalen van het goed kunnen genieten. Een positieve attitude ten op zichte van de doelen van de organisatie is dan ook geen voldoende voorwaarde om lid te wor den.
Er is een aantal mogelijkheden om zwartrij ders er toe te bewegen toch lid te worden. De eerste mogelijkheid is dwang, een verplicht lid maatschap voor iedereen. Verplicht vakbonds- lidmaatschap komt in Nederland echter alleen in sommige delen van de grafische sector voor en zelfs daar staat verplicht lidmaatschap tegen woordig ter discussie. Een tweede mogelijkheid is het gebruik van selectieve stimulansen. Dit zijn bepaalde voordelen die alleen beschikbaar zijn voor leden. Een voorbeeld hiervan is de gra tis juridische dienstverlening van de vakbonden. De laatste mogelijkheid is sociale druk. Het concept van sociale druk vormt het raakvlak tussen de theorie over collectieve actie en zoge naamde interactionistische theorieën. In de in- teractionistische theorie wordt deelname aan
een organisatie verklaard door relaties binnen de groep en het netwerk, waarin het individu zich bevindt. De individuele beslissing om lid te worden van een organisatie of deze organisa tie te verlaten, kan beïnvloed worden door de groep. Cregan en Johnston tonen het belang aan van het sociale netwerk in de werkomgeving voor de verklaring van vakbondslidmaatschap (Cregan &. Johnston, 1990).
Bovengenoemde theorieën bevinden zich op het terrein van lidmaatschap, niet exclusief op het terrein van opzeggedrag. Een theorie die ge richt is op opzeggedrag is de theorie van Hirschman over 'voice', 'exit' en 'loyalty' (Hirschman, 1970). Hirschman redeneert dat op het moment dat een lid van een organisatie minder tevreden is met de prestaties van die or ganisatie, er voor dit individu twee opties zijn. De eerste optie is het verlaten van de organisa tie (exit), de tweede is het blijven in de organisa tie waarbij de ontevredenheid kenbaar wordt ge maakt en er geprobeerd wordt verandering aan te brengen in de zaken waar men ontevreden over is (voice). De voice-optie vereist een zekere mate van binding aan de organisatie. Daarnaast is er een combinatie vereist van een geloof dat het verheffen van de stem effectief zal zijn en dat er mogelijkheden zijn om invloed uit te oe fenen binnen de organisatie. Deze combinatie kan opgevat worden als de invloed die men denkt te kunnen hebben om bepaalde zaken te veranderen. Voor deze geschatte invloed is te vens van belang of het individu verwacht dat er verwante geesten binnen de organisatie zijn die mee kunnen werken om de gewenste verande ring tot stand te brengen.
Binding is een belangrijke factor voor opzeg gedrag. Een lid dat een grotere binding heeft met de organisatie heeft een kleinere kans om voor de exit-optie te kiezen. Binding kan hier gedefinieerd worden analoog aan Gordon (Gor don et al., 1980) als de mate waarin een indivi du (a) een sterke wens heeft om het lidmaat schap voort te zetten, (b) bereid is zich in te zet ten voor de organisatie, en (c) gelooft in de doe len van de organisatie. Deze binding vertoont een tendens om zich te ontwikkelen gedurende het lidmaatschap. Indicaties voor een groeiende binding tijdens het lidmaatschap komen uit di verse onderzoeken (Van der Veen &. Klander- mans, 1989; Gordon et al., 1980). Verder zijn er indicaties dat individuen meer binding met de organisatie krijgen als zij formele functies voor
Uit de bond: een dynamische analyse van opzeggedrag van vakbondsleden die organisatie vervullen, bijvoorbeeld als kader
lid.
In het model voor opzeggedrag dat wij in dit artikel testen, worden alle bovengenoemde theorieën gecombineerd met expliciete aan dacht voor het dynamische karakter van het proces. Als een individu eenmaal lid is gewor den van een organisatie, zal hij of zij lid blijven zolang als er geen veranderingen plaatsvinden in de attitude ten opzichte van de organisatie, in het sociale netwerk of in de selectieve stimu lansen. Het is echter geenszins voor de hand lig gend dat deze drie factoren nooit aan verande ring onderhevig zijn. Een grote hoeveelheid ge beurtenissen vindt plaats gedurende het leven van een individu. Deze gebeurtenissen kunnen direct de attitude en de sociale netwerken doen veranderen. Voorbeelden van dit soort gebeurte nissen zijn veranderingen van baan of werkloos worden. Gebeurtenissen die geen direct effect hebben op genoemde factoren, kunnen een mo ment van heroverweging van de kosten en baten van het lidmaatschap teweeg brengen, waarbij deze kosten en baten zowel collectief als per soonlijk kunnen zijn. Op zo'n moment kan een individu zich realiseren dat bepaalde factoren geleidelijk en onopgemerkt veranderd zijn. Een voorbeeld van zo'n soort gebeurtenis is een ver huizing. Bij een verhuizing moet een lid uit zichzelf contact opnemen met de bond om een adreswijziging door te geven. Pas sinds dit jaar komen enkele bonden op het verhuisbericht van de P T T voor.
Op het moment dat er een gebeurtenis plaats vindt, kan er een verandering ontstaan in de at titude, de sociale netwerken of de selectieve sti mulansen en deze verandering kan leiden tot de beëindiging van het lidmaatschap. Of het lid maatschap dan wel of niet wordt beëindigd is af hankelijk van de mate van binding. Als een ge beurtenis plaatsvindt, zal de kans op beëin diging van het lidmaatschap groter zijn voor een lid dat minder binding heeft met de organisatie dan voor een lid dat meer binding heeft.
Figuur 1 is een schematische voorstelling van het theoretische model. Opzeggedrag wordt di rect beïnvloed door attitude, netwerk en selec tieve stimulansen. Bij de factor attitude is de re sultante van een kosten/baten-afweging opgeno men. De geschatte invloed heeft een conditione rend effect op de relatie tussen attitude en op zeggedrag. Zoals hierboven reeds beschreven, wordt indien de attitude tegenover de bond
Figuur 1 Theoretisch model voor opzeggedrag
minder positief wordt, de keuze tussen voice en exit beïnvloed door de geschatte invloed. Ver schillende gebeurtenissen kunnen het beslis singsproces op gang brengen. Wat het uiteinde lijke resultaat is wordt beïnvloed door de bin ding met de organisatie.
In dit artikel beperken wij ons tot een deel van dit model voor opzeggedrag. Er zal geen aandacht besteed worden aan selectieve stimu lansen en de geschatte invloed, aangezien wij op dit moment hier nog geen data over hebben, De enige indicatie die aanwezig is voor selectie ve stimulansen is of een individu al dan niet lid is geworden vanwege persoonlijke voordelen, maar dit is slechts een reflectie van de subjec tieve beleving van selectieve stimulansen op één bepaald tijdstip, namelijk het tijdstip van lid worden. Daarnaast hebben wij ook geen data tot onze beschikking over binding, op de maniei waarop binding gewoonlijk wordt geoperationa liseerd (Gordon et al., 1980; Klandermans, 1989). In plaats daarvan willen wij de aandacht richten op het effect van de lidmaatschapsdum op de binding. Zoals hierboven werd vermeld, wordt er een vergroting van de binding ver wacht naarmate de lidmaatschapsduur stijgt Aangezien binding de kans op opzeggen b- eïnvloedt, verwachten wij dat de opzegkans za'. dalen bij een stijging van de lidmaatschapsduur Zo zal bijvoorbeeld de opzegkans bij verande ring van baan, groter zijn voor een lid dat pas twee jaar vakbondslid is dan voor een lid dat
a.
Uit de bond: een dynamische analyse van opzeggedrag van vakbondsleden 30 jaar vakbondslid is. De opzegkans bij een ge
beurtenis is relatief groot gedurende de eerste ja- ren van het lidmaatschap. Na deze eerste jaren zal de binding met de organisatie stijgen, waar door de opzegkans bij gebeurtenissen zal dalen. Dit proces in de tijd zal voortduren tot aan het moment dat een lid de pensioengerechtigde leeftijd bereikt en voorgoed de arbeidsmarkt de rug toekeert. Op dat moment gaat de opzegkans weer stijgen, niet doordat de binding daalt maar doordat pensionering een zeer belangrijke ge beurtenis is die zowel de attitude als het sociale netwerk beïnvloedt.
Naast de genoemde factoren zijn geslacht en leeftijd ten tijde van lid worden als achtergrond- variabelen opgenomen. Deze variabelen zijn niet willekeurig gekozen, maar zijn opgenomen omdat uit eerder onderzoek is gebleken dat zo wel geslacht als leeftijd een rol spelen bij opzeg gedrag (Daalder, 1994; Van den Putte, 1995).
In dit artikel wordt een model geschat voor opzeggedrag met effecten van attitude, netwerk, binding (aangeduid door lidmaatschapsduur), enkele achtergrondvariabelen en een aantal be langrijke gebeurtenissen. De belangrijke gebeur tenissen die in het model zijn opgenomen zijn werkloosheid en baanverandering. In de para graaf over de data wordt een overzicht gegeven van de gebruikte variabelen.
Analysemethode
In dit artikel is gebruik gemaakt van event-histo- ry analyse. Bij event-history analyse worden zo genaamde rates van het voorkomen van gebeur tenissen gedurende een bepaalde risico-periode geanalyseerd. Onderzoekseenheden behoren tot de zogenaamde risicogroep als ze de gebeurtenis nog niet hebben meegemaakt, maar wel tot de groep behoren die de gebeurtenis mee kan ma ken. In het geval van opzeggedrag betekent dit dat mensen tot de risicogroep behoren vanaf het moment dat ze lid worden van een vakbond, tot aan het moment dat ze de bond verlaten of het interview plaatsvindt.
De hazard rate of rate is in feite de afhankelij ke variabele (vergelijkbaar met normale regres sieanalyse) en geeft een conditionele kans aan. In dit onderzoek is de rate gedefinieerd als het risico dat een vakbondslid de bond verlaat op tijdstip t, gegeven dat men de bond nog niet heeft verlaten voorafgaand aan het tijdstip t.
Deze hazard rate kan ook gezien worden als de ratio van de kans op het plaatsvinden van de gebeurtenis f(t) i.e. de kans om op te zeggen, ge deeld door de zogenaamde survival probability S(t). Deze survival probability of overlevings kans is gelijk aan de kans om tot een bepaald tijdstip t lid te blijven. In dit artikel zullen wij de tijd als discreet in plaats van continu opvat ten; t is in ons geval namelijk in jaren gemeten. De hazard rate kan bij discrete analyse als volgt gemodelleerd worden (zie voor meer informatie over dit model: Yamaguchi, 1991 of Blossfeld, Hamerle &Mayer, 1989):
In deze formule is X (tIX) de conditionele kans op een gebeurtenis in interval (lees jaar) t voor een gegeven vector van exogene variabelen X=(Xi,...Xk), waarbij p een vector is van parame ters. a staat voor de log-odds van de basisgroep (als alle x-variabelen gelijk aan nul zijn). Zolang de conditionele kans klein is, heeft hij bij bena dering dezelfde waarde als de odds. Formule 1 geeft aan dat, controlerend voor andere exogene variabelen, een toename van 1 in een variabele
X j de odds van het hebben van de gebeurtenis
doet toenemen (of afnemen) met exp(Pj).
Zoals in het theoretische gedeelte is aangege ven zijn wij geïnteresseerd in een expliciete toe voeging in het model van lidmaatschapsduur, i.e. binding, gecombineerd met een aantal tijds afhankelijke exogene variabelen. Om dit moge- lijlc te maken is het noodzakelijk om bestanden te construeren, waarin voor elk persoon voor elke periode een record is opgenomen. In ons geval gaat het om bestanden met records per persoon per jaar. Bij discrete event-history ana lyse wordt de dataset 'opgeblazen' op zo'n ma nier dat iedere respondent net zo vaak in de da tamatrix voorkomt als het aantal tijdsperiodes (of intervallen) voor de gebeurtenis. Dat bete kent in dit geval dat ieder vakbondslid net zo veel keer in de datamatrix voorkomt als het aantal jaren voordat hij of zij het lidmaatschap beëindigt of als men nog lid is het aantal jaren tot het moment van het interview. Aan elke va riabele wordt vervolgens voor elk individu in elk jaar een waarde toegekend. Bijvoorbeeld: ie mand wordt in 1980 lid van een vakbond, van 1980 tot 1985 heeft hij/zij werk, is werkloos van 1985 tot 1987 en gaat daarna weer werken tot aan het interview in 1992. Alle individuele
U it de bond: een dynamische analyse van opzegged rag van vakbondsleden veranderingen (op jaarbasis) worden zo meege
nom en in de data. Deze variabelen worden in de analyse aangeduid als tijdsafhankelijk. Geba seerd op deze nieuwe bestanden kunnen de pa rameters van het model, zoals weergegeven in formule 1 m et behulp van een logit regressie procedure (in bijvoorbeeld spss) worden geschat.
D e data zijn geanalyseerd met behulp van dis crete event-history analyse en niet normale re gressie, omdat het noodzakelijk is om bij het analyseren van lidmaatschapsduren rekening te houden met bepaalde types van gecensureerde observaties. Censurering wil zeggen dat de be perktheid van de observatieperiode veroorzaakt dat er sprake is van incomplete informatie over de duur van de risico-periode. Of wel, op het m om ent van het interview heeft nog niet ieder een het lidmaatschap opgezegd. In de toekomst zal dit mogelijk veranderen. Maar wanneer men gaat opzeggen weten wij nu niet, dat kan zijn over een of twee jaar maar ook pas over 20 jaar. Binnen normale regressie kan hier geen reke ning mee worden gehouden en leidt dit tot schattingen die vertekend zijn.
Een ander belangrijk voordeel van discrete event-history is dat deze methode het gebruik m ogelijk maakt van exogene variabelen die in de tijd variëren. Zo kunnen processen op een dynamische wijze worden geanalyseerd. In de volgende paragraaf zal verder worden ingegaan op m et name deze tijdsafhankelijke variabelen en de manier waarop zij zijn gemeten.
Data
D e data die gebruikt worden voor het testen van het model voor opzeggedrag zijn verzameld door middel van computer gestuurde retrospectieve interviews. De respondenten zijn leden van een computer gestuurd panel dat een repre sentatieve steekproef vormt van de Nederlandse bevolking in 1992. In dit artikel worden alleen data gebruikt van de mensen die ten minste één maal lid zijn geworden van een vakbond (n=594). Van deze mensen hebben 256 het lid maatschap opgezegd, de anderen worden als ge censureerd beschouwd.
D e data zijn verzameld m et behulp van een 'backward recall' strategie. Voor alle responden ten is informatie verzameld voor verschillende variabelen op verschillende punten in de tijd, vanaf het moment dat de respondent voor het
eerst in een betaalde baan werkzaam was. De vakbonds- en arbeidsloopbaangeschiedenis van elke respondent is gereconstmeerd en weergege ven in een persoonlijke kalender. Ook verande ringen in attitude van de respondent en veran deringen in de omgeving van de respondent zijn per jaar vastgelegd. Zo is aan de respondenten bijvoorbeeld gevraagd hoe positief of negatief zij op het moment van h et interview tegenover het lidmaatschap van de vakbond staan. Daarnaast is gevraagd hoe positief of negatief zij hier te genover stonden tijdens hun eerste baan en of er in de tijd tussen de eerste baan en het interview iets veranderd is in die houding en zo ja, wan neer en hoe. Het retrospectief vragen naar atti tudes kent belangrijke problemen. Een belang rijk probleem is dat mensen geneigd zijn hun at titudes als tam elijk stabiel te beschouwen. Dat betekent dat als er verandering plaatsgevonden heeft in de attitude, dit over het algemeen m in der sterk is terug te vinden in hun antwoorden en dat de attitude in het verleden in het echt meer afwijkend geweest kan zijn dan men zich nu kan herinneren (Pearson, Ross Si Dawes, 1992). Helaas is er geen oplossing voor dit pro bleem. De enige oplossing is dat een panel ge durende tientallen jaren gevolgd zou worden, wat vanwege de tijdsduur en de kosten prak tisch onuitvoerbaar is.
In de uiteindelijke dataset is er voor elk indi vidu voor elk jaar een record waarin de waarden van alle variabelen staan, zoals die voor dat speci fieke jaar zijn waargenomen. In Tabel 1 wordt een overzicht gegeven van de gebruikte variabelen. Voor een gedetailleerde bespreking van hoe de va riabelen zijn gemeten, verwijzen wij naar Van Rij (Van Rij, 1994). Belangrijke gebeurtenissen waai data over beschikbaar zijn, zijn gebeurtenissen die te maken hebben met de werksituatie, namelijk baanveranderingen en werkloosheid.
Sommige mensen zeggen hun lidmaatschap van een bond op omdat zij van baan en bedrijfs tak veranderen en daardoor buiten het domein van hun bond komen. Voor deze mensen is hel eigenlijk niet mogelijk om lid van dezelfde bond te blijven, zij m oeten overstappen naar de bond die in het nieuwe domein opereert. Als ir zo'n geval het vakbondslid m eteen lid wordl van een andere bond binnen dezelfde federatie wordt hij of zij beschouwd als gecensureerd. Er ij dan immers eerder sprake van een min of mee: gedwongen overstap dan van het beëindigen var het lidmaatschap.
Uit de bond: een dynam ische analyse van opzeggedrag van vakbondsleden Tabel 1 Overzicht van de variabelen
Variabele Operationalisatie
Tijdsonafhankelijke variabelen
Netwerk
Was/is ten minste één van de ouders lid
Achtergrond
Geslacht
Leeftijd ten tijde van lid worden Speciale aanleiding tot lidmaatschap Lid geworden voor persoonlijke voordelen Tijdsafhankelijke variabelen
Attitude
Kostenbaten
Attitude t.o.v. vakbond
Netwerk
Sfeer ten aanzien van bond Praten met anderen over de bond
Werksituatie
Werkloos in jaar t
Verandering van baan in jaar t of t-1
Lidmaatschapsduur Lidmaatschapsduur nee(O), ja(1) man(O), vrouwd) leeftijd in jaren nee(O), ja(1) nee(O), ja(1)
zeer mee oneensd) - zeer mee eens (5) zeer negatiefd) - zeer positief(5) zeer negatiefd) - zeer positief(5) nooitd) - vaak(5)
nee(O), ja(1) nee(O), ja(1)
lidmaatschapsduur in jaren
Resultaten
Om uitspraken over het dynamische karakter van het proces mogelijk te maken, worden er drie modellen getest en onderling vergeleken. De resultaten zijn weergegeven in Tabel 2. Het eerste model is een model, waarin slechts exo gene variabelen zijn opgenomen die constant zijn in de tijd. Het tweede model omvat zowel deze variabelen als tijdsafhankelijke exogene variabelen. In het laatste model worden alle va riabelen uit het tweede model gecombineerd m et een functie van de lidmaatschapsduur. Het effect van de lidmaatschapsduur komt in eerste instantie complex over omdat het geschat is als een polynoom van de derde orde. D it is gebeurd omdat wij verwachtten dat de hazard rate de eerste jaren hoog is, om daarna te gaan dalen vanwege een groeiende binding, tot aan het mo ment dat mensen de vut- of pensioengerechtig de leeftijd bereiken.
Voor de vergelijking van deze modellen kun nen likelihood ratio tests berekend worden. Een voorwaarde voor vergelijking van modellen op deze manier is dat ze genest zijn. Twee model
len zijn genest als het ene model u it het andere kan worden verkregen door één of meer para meters weg te laten. In het sim pelste model mogen dus alleen parameters voorkomen die ook in het meer uitgebreide model voorkomen. In ons geval is er sprake van geneste modellen, omdat model 2 en model 3 uitbreidingen zijn van model 1, terwijl in model 1 alleen parame ters voorkomen die ook in model 2 en 3 aanwe zig zijn.
Het verschil tussen de voor de vergelijking berekende likelihoods, vermenigvuldigd m et 2, is een chi-lcwadraat verdeelde grootheid, m et als aantal vrijheidsgraden het aantal toegevoeg de parameters, ofwel het verschil van het aantal vrijheidsgraden van de twee modellen die wor den vergeleken. De waarden van de likelihoods en het aantal vrijheidsgraden per model zijn weergegeven onderaan Tabel 2. Het verschil in - 2 Log(L) tussen model 1 en model 2 bedraagt 152.89, tussen model 2 en model 3 is dit 23.36. De probabilities die horen bij deze veranderin gen en de betreffende aantallen vrijheidsgraden (resp. 6 en 3) zijn voor beide stappen gelijk aan .0000. Vergelijking van de modellen leidt dan
Uit de bond: een dynam ische analyse van o p ze g ge d ra g van vakbondsleden Tabel 2 Discrete event history modellen voor opzeggedrag
Model 1 Model 2 Model 3
Tijdsonafhankelijke variabelen
Netwerk
Was/is ten minste één van de ouders lid -.5115* -.3861 * -.3710*
Achtergrond
Geslacht .8268* .8496* .7670*
Leeftijd ten tijde van lid worden -.0235* -.0332* -.0357*
Speciale aanleiding tot lidmaatschap .4186* .3183 .2888
Lid geworden voor pers. voordelen -.3883* -.3490* -.3502*
Constante -2.7405* -1.8214* -2.2436*
Tijdsafhankelijke variabelen
Attitude
Kosten>baten .1240 .1074
Attitude t.o.v. vakbond -.4361* -.3725*
Netwerk
Sfeer ten aanzien van bond -.0314 -.0336
Praten met anderen over de bond .0001 5.66E-05
Werksituatie
Werkloos in jaar t 1.1783* 1.3321*
Verandering van baan in jaar t of t-1 1.4648* 1.4436*
Lidmaatschapsduur Lidmaatschapsduur .1315* Lidmaatschapsduur2 -.0082* Lidmaatschapsduur3 9.94E-05* - 2 Log (L) 1940.09 1787.20 1763.84 aantal vrijheidsgraden 7161 7155 7152 •significant op 5% niveau
ook tot de conclusie dat zowel het toevoegen van tijdsafhankelijke variabelen als het toevoe gen van de functie van de lidmaatschapsduur een significante verbetering van h et model ople vert. Het dynamische model is significant beter dan het statische model, terw ijl het dynamische model uitgebreid m et de lidmaatschapsduur het best bij de data past.
H et uiteindelijke model voor opzeggedrag toont een significant effect op de conditionele opzegkans van attitude, gebeurtenissen in de w erksituatie (baanveranderingen en werkloos heid), een aantal achtergrondvariabelen en lid maatschapsduur.
U it de geschatte parameters in Tabel 2 is m oeilijk direct af te leiden hoe groot het effect is van een verandering in de status van een exo gene variabele. Het effect van een verandering
m et één eenheid in de exogene variabele Xj op de hazard rate, is gelijk aan exp(bj)-l. Voor een eenvoudige interpretatie wordt de uitkomst ver menigvuldigd met 100, zo dat de verandering in percentage wordt weergegeven. Voor het com plete model worden deze veranderingen ge toond in Tabel 3.
D e factoren die het grootste effect hebben op de hazard rate zijn baanveranderingen en werk loosheid. Een verandering van baan verhoogt de hazard rate met 324% en werkloosheid ver hoogt de hazard rate met 279% , aangenomen dat alle andere variabelen gelijk zijn en blijven. D e attitude ten opzichte van de vakbond heeft een negatief effect op de conditionele opzeg kans. Als de attitude 1 punt meer positief is, is de hazard rate 31% lager. Hierbij dient de kant tekening geplaatst te worden dat zoals reeds in
Uit de bond: een dynam ische analyse van opzegged rag van vakbondsleden Tabel 3 Procentuele veranderingen in de hazard rate
Model 3 Tijdsonafhankelijke variabelen
Netwerk
Was/is ten minste één van de ouders lid -31.00%* Achtergrond
Geslacht 115.32%*
Leeftijd ten tijde van lid worden -3.50%* Speciale aanleiding tot lidmaatschap 33.48% Lid geworden voor pers. voordelen -29.50%* Tijdsafhankelijke variabelen
Attitude
Kostenbaten 11.34%
Attitude t.o.v. vakbond -31.10%*
Netwerk
Sfeer ten aanzien van bond -3.31 % Praten met anderen over de bond .01 % Werksituatie
Werkloos in jaar t 278.90%*
Verandering van baan in jaar t of t-1 323.57%*
Lidmaatschapsduur
Lidmaatschapsduur 14.05%*
Lidmaatschapsduur2 -.82%*
Lidmaatschapsduur3 .01%*
’ significant op 5% niveau
de paragraaf over de data is beschreven, hier sprake is van retrospectief gemeten attitudes met alle problemen van dien. Het is echter m et de beschikbare data niet mogelijk om eenduidig aan te geven wat het effect is van deze dataver- zamelingsmethode op de schattingen van de pa rameters.
In Tabel 3 staan significante effecten voor alle parameters van de lidmaatschapsduur. D it bete kent dat er inderdaad een effect bestaat in de vorm van een polynoom van de derde orde. De waarden van twee van deze parameters lijken op het eerste gezicht laag. Hierbij dienen echter en kele opmerkingen geplaatst te worden. Ten eer ste kunnen de parameters voor deze termen niet los van elkaar gezien worden. Vanwege het ver wachte verloop was het noodzakelijk een derde graads polynoom te schatten. Alle parameters blijken significant te zijn, wat aangeeft dat er inderdaad sprake is van het verwachte verloop. De parameters van deze drie termen tezamen, geven aan wat er gebeurt als de
lidmaatschaps-duur met één jaar toeneemt, zij geven tezamen de functie van de tijd weer. Het effect van met name de derde-machtsterm lijk t laag, maar zo als gezegd is dit slechts een onderdeel van het totale effect van de lidmaatschapsduur. Boven dien moet hierbij bedacht worden dat deze para meter met een derde-machtsterm vermenigvul digd wordt, wat wil zeggen dat als er bijvoor beeld sprake is van een lidmaatschapsduur van 10 jaar, de parameter m et 103[=1000) vermenig vuldigd wordt. De geschatte parameters geven aan dat de hazard rate begint af te nem en vanaf een lidmaatschapsduur van 9 jaar. De daling in de hazard rate duurt voort tot aan een lidmaat schapsduur van 43 jaar. De ontw ikkeling van de hazard rate met de lidmaatschapsduur wordt geïllustreerd in Figuur 2.
De meeste variabelen die constant zijn in de tijd hebben een significant effect op de hazard rate. Geslacht heeft een positief effect op de ha zard rate, dat wil zeggen dat de conditionele op- zegkans 115% groter is voor vrouwen dan voor mannen. D it betekent dat de curve in Figuur 2 115% omhoog geschoven wordt voor vrouwen. Er zijn negatieve effecten voor het lidmaatschap van de ouders, de leeftijd waarop m en lid wordt en een individueel m otief om lid te worden. Voor lidmaatschap van de ouders is het effect - 31% , dat betekent dat in het geval dat ten m in ste één van de ouders lid is of is geweest van een vakbond, de hazard rate 31 % lager is dan in het geval dat geen van de ouders lid is of is ge weest. De leeftijd ten tijde van het lid worden beïnvloedt de hazard rate zo dat de rate 3.5% la ger is voor elk jaar dat een individu ouder is op het moment dat hij/zij lid wordt.
De laatste factor m et een significant effect op de hazard rate voor opzeggen is de m otivatie die men had om lid te worden. D e conditionele op- zegkans is 30% lager voor een individu dat lid is geworden voor persoonlijke voordelen dan voor een individu dat vanwege sociale motieven lid is geworden. Hetzelfde effect geldt echter voor collectieve motieven, ook m ensen die uit collectieve motieven lid zijn geworden hebhen een lagere opzegkans dan mensen die u it sociale motieven lid zijn geworden. De opzegkans is echter hoger voor mensen die vanwege sociale motieven lid zijn geworden. D e conclusie luidt dat mensen die lid zijn geworden vanuit sociale motieven (dmlc uit de omgeving) een hogere op zegkans hebben dan mensen die om collectieve of persoonlijke motieven lid zijn geworden.
Uit de bond: een dynam ische analyse van opzeggedrag van vakbondsleden
Discussie
De empirische resultaten tonen het belang aan van een dynamische benadering van opzegge drag. H et dynamische model met tijdsafhanke lijke exogene variabelen past significant beter bij de data dan het model dat slechts tijdsonaf- hankelijke variabelen omvat. D it is niet ver wonderlijk, aangezien verwacht kan worden dat factoren door de tijd veranderen en dat verande ringen kunnen leiden tot heroverweging ten aanzien van het lidmaatschap.
D e m eest belangrijke factoren zijn factoren die direct m et de werksituatie te maken heb ben, nam elijk baanveranderingen en werkloos heid. Beide variabelen zijn belangrijke gebeurte nissen, m et de kanttekening dat werkloosheid zoals het hier is opgenomen niet werkelijk een gebeurtenis is maar een positie waar iemand zich gedurende een periode in kan bevinden. Beide werksituatie-variabelen zijn gerelateerd aan netwerk-variabelen in die zin dat het net werk verandert m et elke baanwisseling en dat er geen netwerk op de werkvloer bestaat als m en werkloos is. Het netwerk is de enige factor uit het theoretische model, die wel geschat is maar waar geen significant effect voor is gevon den op de hazard rate. Het feit dat wij geen sig nificant effect hebben gevonden voor tijdsafhan
kelijke netwerk-variabelen kan deels veroor zaakt worden door de multicollineariteit m et de werksituatie-variabelen. Aan de andere k a n t suggereren deze resultaten dat hoewel netwerk- variabelen een significant effect hebben op de hazard rate voor lid worden (Van Rij, 1994), z ij geen significante invloed hebben op de hazard rate voor opzeggen. Een mogelijk vakbondslid- maatschap van de ouders heeft wel een signifi cant effect. Deze variabele kan echter ook g- eïnterpreteerd worden als een indicator voor binding met de bond op het moment van lid worden. In eerder onderzoek wordt erkend dat binding beïnvloed kan worden door socialisatie die vooraf gaat aan het lidmaatschap (Gordon e t al., 1980). Afhankelijk van de socialisatie beg in t de curve in Figuur 2 dus hoger of lager. Zoals a l vermeld in de theoretische paragraaf, verw acht ten wij dat binding zou groeien naarmate h e t lidmaatschap voortduurt. Een indicatie v oor een groeiende binding is gevonden in het e ffe c t van de lidmaatschapsduur op de hazard ra te voor opzeggen. Enige voorzichtigheid bij co n clusies over een groeiende binding en het e ffe c t daarvan is geboden. Het effect van de lidm aat schapsduur vormt weliswaar een indicatie v o o r een groeiende binding, maar dit effect kan w e l licht op een andere manier veroorzaakt zijn. D e hazard rate bleek gedurende de eerste jaren v a n
Uit de bond: een dynamische analyse van opzeggedrag van vakbondsleden het lidmaatschap te stijgen. Dit resultaat is ten
minste deels, veroorzaakt door de methode van dataverzameling. Als een gevolg van selectieve herinnering, kon verwacht worden dat korte lid maatschappen ondervertegenwoordigd zijn in de data. Vergelijking van administratieve data van diverse bonden met de data uit de interviews, leert dat er inderdaad sprake is van een onder vertegenwoordiging van korte lidmaatschappen.
In de analyse is bij de factoren die attitude be treffen, de kosten/baten-afweging opgenomen. Interessant is dat deze variabele niet significant is. Op het eerste gezicht is dit wellicht vreemd omdat in eerdere onderzoeken wel effecten van de kosten-baten afwegingen worden gevonden. In deze onderzoeken is de verklaarde variabele echter de intentie tot vertrek, in tegenstelling tot dit onderzoek waar het daadwerkelijke ver trek verklaard wordt. Zoals bekend is er een verschil tussen intentie en gedrag (Van den Put te, 1995). De resultaten geven aan dat de inten tie weliswaar mogelijk door de kosten/baten-af weging beïnvloed kan zijn, maar dat het uitein delijke gedrag vooral beïnvloed wordt door ge beurtenissen die plaatsvinden.
Persoonlijke voordelen om lid te worden blij ken net als collectieve motieven een verlagend effect te hebben op de conditionele opzegkans, in tegenstelling tot sociale motieven. Dit is een interessant resultaat omdat vaak wordt veron dersteld dat mensen die voor persoonlijke voor delen lid worden, geen reden hebben om lid te blijven en snel weer op zullen zeggen (de zoge naamde klusjesleden). Deze veronderstelling wordt door de resultaten tegengesproken. Men sen die voor persoonlijke voordelen lid worden blijven voor een deel wel degelijk langere tijd lid van de bond. Een mogelijke verklaring hiervoor is dat bij persoonlijke voordelen ook het verze- keringsmotief een rol speelt, waardoor mensen lid blijven van de organisatie voor het geval dat er in de toekomst iets gebeurt, waarbij zij de hulp van de bond denken te kunnen gebruiken. Een andere mogelijke verklaring is dat het de vakbond gelukt is om gedurende het lidmaat schap bij deze leden het belang van de collectie ve doelen duidelijk te maken.
De effecten van geslacht en leeftijd ten tijde van lid worden kunnen op verschillende wijzen geïnterpreteerd worden. De modellen hebben aangetoond dat indien er gecontroleerd wordt voor verschillende gebeurtenissen in de werksi tuatie, effecten van beide variabelen significant
blijven. Een mogelijke verklaring hiervoor is dat vrouwen en mensen die op jonge leeftijd lid worden van een bond, minder binding hebben met de bond. Een andere mogelijke verklaring is dat deze groepen een lagere geschatte invloed hebben. Dit kan veroorzaakt worden doordat het aantal vrouwen en jongeren in de bonden re latief klein is, terwijl het voor de mate van ge schatte invloed van belang kan zijn in hoeverre een individu denkt dat er verwante geesten in de bond aanwezig zijn die mee zullen werken om een gewenste verandering tot stand te bren gen. Een laatste mogelijke verklaring voor het effect van geslacht is het effect van het krijgen van kinderen. Het gebeurt nog steeds regelma tig dat vrouwen stoppen met werken als ze kin deren krijgen. Verder onderzoek is nodig om duidelijk te maken hoe de effecten van geslacht en leeftijd ten tijde van lid worden verklaard kunnen worden, in combinatie met de in dit on derzoek buiten beschouwing gebleven geschatte invloed binnen de bond. Voor dergelijk toekom stig onderzoek is een dynamische modellering van het opzeggedrag essentieel. Zoals in dit on derzoek is aangetoond ligt deze benaderingswij ze niet alleen theoretisch meer voor de hand maar leidt het tevens vanuit statistisch oogpunt tot betere modellen.
Literatuu r
Blossfeld, H.P., A. Hamerle & K.U. Mayer (1989), Event History Analysis: Statistical Theory and Ap plication in the Social Sciences, Hillsdale, New Jer sey.
Coleman, J.S. (1990), Foundations of Social Theory, Harvard University Press, Cambridge.
Cregan, C. & S. Johnston (1990), 'An Industrial Rela tions approach to the Free Rider Problem: Young People and Trade Union Membership in the UK', British Journal of Industrial Relations, vol. 28, biz. 84-104.
Daalder, A. (1994), Vrouwen en jongeren eerst, een statistische verkenning van het ledenverloop van de FNV in 1992, University of Amsterdam, Amster dam.
Gordon, M.E., J.W. Philpot, R.E. Burt, C.A. Thompson en W.E. Spiller (1980), 'Commitment to the Union: Development of a Measure and an Examination of its Correlates', Journal of Applied Psychology, vol. 65, biz. 479-499.
Hartley, J.F. (1992), 'Joining a Trade Union'. In: J.F. Hartley &. G.M. Stephenson (Eds.), Employment Relations. The Psychology of Influence and Con trol at Work, Blackwell, Oxford, biz. 163-183.
Uit de bond: een dynamische analyse van opzeggedrag van vakbondsleden Hirschman, A.O. (1970), Exit, voice and loyalty: Res
ponses to Declines in Firms, Organisations and States, Cambridge University Press, Cambridge. Klandermans, P.G. (1986), 'Participatie in de Vak-
bond: een overzicht van Théorie en Onderzoek', Tijdschrift voor Arbeidsvraagstukken, jrg. 2, biz. 14-29.
Klandermans, P.G. (1989), 'Commitment to the Union: A replication and some tests in a Dutch context', Journal of Applied Psychology, vol. 6, biz. 869-875.
Olson, M. (1965), The Logic of Collective Action: Pu blic Goods and the Theory of Groups, Harvard Uni versity Press, Cambridge.
Pearson, R.W., M. Ross &. R.M. Dawes (1992), 'Perso nal Recall and the Limits of Retrospective Ques tions in Surveys'. In: f.M. Tanur (ed.), Questions about Questions, Inquiries into the Cognitive Ba ses of Surveys, Russel Sage Foundation, New York. Putte, B. van den (1995), 'Uit de bond: bedanken als
vakbondslid'. In: B. Klandermans & J. Visser (Eds.),
De vakbeweging na de welvaartstaat, Van Gorcum, Assen.
Rij, C. van (1994), To join or not to join, an event-his tory analysis of trade-union membership in the Netherlands, Dissertation, University of Amster dam, NIMMO, Amsterdam.
Teeffelen, A.L.M. van & P.G. Klandermans (1989), 'Tussen rationele afweging en interactie. Ledenbin ding en het opzeggen van het vakbondslidmaat- schap', Tijdschrift voor Arbeidsvraagstukken, jrg. 5, nr. 4, blz. 4-15.
Vail, M. van de (1963), De vakbeweging in de wel vaartsstaat. Een macro- en micro-sociale analyse, Boom, Meppel.
Veen, G. van der &. P.G. Klandermans (1989), '"Exit" behavior in social movement organizations', Inter national Social Movement Research, vol. 2, blz.
179-198.
Yamaguchi, K. (1991), Event History Analysis, Ap plied Social Research Methods Series, vol. 28, Sage, London.
