Tilburg University
Mantelzorg, Arbeidsparticipatie en Gezondheid van Soest, Arthur; Ciccarelli, Nicola
Publication date:
2016
Document Version
Peer reviewed version
Link to publication in Tilburg University Research Portal
Citation for published version (APA):
van Soest, A., & Ciccarelli, N. (2016). Mantelzorg, Arbeidsparticipatie en Gezondheid: Onderzoek Uitgevoerd in Opdracht van het Ministerie van SZW. Tilburg University.
General rights
Copyright and moral rights for the publications made accessible in the public portal are retained by the authors and/or other copyright owners and it is a condition of accessing publications that users recognise and abide by the legal requirements associated with these rights. • Users may download and print one copy of any publication from the public portal for the purpose of private study or research. • You may not further distribute the material or use it for any profit-making activity or commercial gain
• You may freely distribute the URL identifying the publication in the public portal
Take down policy
If you believe that this document breaches copyright please contact us providing details, and we will remove access to the work immediately and investigate your claim.
1
Mantelzorg, Arbeidsparticipatie en Gezondheid
1
Onderzoek uitgevoerd in opdracht van Ministerie
van SZW
Arthur van Soest & Nicola Ciccarelli,
Tilburg University
Maart 2016
1 De auteurs danken de leden van de begeleidingscommissie van dit onderzoek, Anne van Putten, Toon
2
1. Probleemstelling en onderzoeksvragen
De in 2015 doorgevoerde hervormingen in de zorg hebben onder meer geleid tot decentralisatie van taken op het gebied van zorg en ondersteuning naar gemeenten. Gemeenten bieden maatwerk, waarbij wordt aangesloten bij de wens van de meeste mensen met gebreken door ziekte of ouderdom om zo lang mogelijk zelfstandig in de eigen vertrouwde omgeving te blijven wonen. Daarbij wordt ook gekeken naar wat iemand zelf kan doen, eventueel met steun van de sociale omgeving, en welke ondersteuning daarbij nodig is. Eén op de drie Nederlanders verleent als mantelzorger of vrijwilliger informele zorg, zo blijkt uit het eind 2015 verschenen onderzoek van het Sociaal en Cultureel Planbureau: Informele hulp: wie doet er wat? Omvang, aard en kenmerken van mantelzorg en
vrijwilligerswerk in de zorg en ondersteuning [SCP, 2015]. Ruim vier miljoen mensen gaven in 2014 mantelzorg, waarvan circa 600.000 langer dan 3 maanden en meer dan 8 uur per week. Vijf op de zes mantelzorgers tot 65 jaar combineert het zorgen voor een naaste met een betaalde baan.
Dit roept de vraag op wat de relaties zijn tussen het verstrekken van mantelzorg enerzijds en arbeidsparticipatie en verdiencapaciteit anderzijds. Er is een omvangrijke internationale literatuur die probeert de effecten van mantelzorg (zowel het al dan niet verrichten als de intensiteit en aard van de mantelzorg) op arbeidsparticipatie, gewerkte uren en lonen in kaart te brengen. Er zijn ook studies die het omgekeerde beogen: wat is het effect van arbeidsparticipatie, aantal gewerkte uren, of verdiencapaciteit op de bereidheid om mantelzorgtaken te verrichten of op het aantal uren dat men aan mantelzorg wil besteden?
Afgezien van het eventuele effect op arbeidsparticipatie en gewerkte uren, kan het geven van mantelzorg bovendien van invloed zijn op de fysieke en geestelijke gezondheid. Vooral als een omvangrijke mantelzorgtaak gecombineerd wordt met een voltijdse baan en wellicht nog andere taken in het huishouden, bestaat het gevaar van overbelasting en daaruit voortvloeiende gezondheidsklachten. Het is daarom ook interessant te kijken naar het verband tussen het geven van mantelzorg en het verrichten van betaald werk enerzijds, en de fysieke en geestelijke gezondheid anderzijds.
3
Onderzoeksvragen:
- Is er een causaal effect van het verlenen van mantelzorg op participatie in betaald werk of het aantal gewerkte uren?
- Welke invloed heeft toenemende arbeidsparticipatie (of een toenemend aantal gewerkte uren) op het verlenen van mantelzorg?
- Is er een effect van mantelzorg en arbeidsparticipatie op geestelijke en lichamelijke gezondheid?
- Zijn de antwoorden op bovenstaande vragen voor Nederland anders dan voor andere landen en zo ja, kunnen we dat dan verklaren?
Het beantwoorden van deze vragen is niet zo eenvoudig, omdat verschillende mechanismen tegelijkertijd een rol spelen. Stel bijvoorbeeld dat er in data van een groot aantal individuen in een bepaald jaar een negatief verband is tussen het geven van mantelzorg en het aantal uren betaalde arbeid. Dan kan dit komen door een negatief causaal effect van het geven van mantelzorg op betaalde arbeid (omdat mensen door de mantelzorg minder tijd of energie hebben om betaald werk te doen), maar ook door een negatief effect van betaald werk op het geven van mantelzorg (mensen met een zware baan zijn misschien minder snel geneigd bij te springen in mantelzorgtaken). Er zijn econometrische technieken nodig om te
onderzoeken welke van deze en andere mogelijke mechanismen een rol spelen. Zoals we in het volgende hoofdstuk zullen zien, draagt de literatuur hier verschillende mogelijkheden aan. Veel daarvan maken gebruik van longitudinale data waarin individuen gevolgd worden in de loop van een aantal jaren, zodat de volgorde waarin veranderingen plaats vinden kunnen worden gebruikt om het relevante mechanisme te duiden. Als we bijvoorbeeld zien dat individuen die beginnen met mantelzorg vaak in het jaar daarna hun werkweek
terugbrengen, maar dat individuen die minder gaan werken daarna niet vaker dan anderen met mantelzorg beginnen, dan zou het mechanisme van mantelzorg naar betaald werk waarschijnlijk relevanter zijn dan het omgekeerde mechanisme van betaald werk naar mantelzorg.
4
altijd mogelijk te zeggen wat DE beste schatting voor het causale effect is. De belangrijkste technieken die we gebruiken staan in onderstaand kader.
Gebruikte Modellen om Causale Verbanden in Beeld te Brengen
We bespreken hier modellen ter verklaring van de variabele Y (bijv. betaald werk) uit een variabele X (bijv. mantelzorg) en mogelijke andere factoren Z (leeftijd, geslacht, etc.). We zijn geïnteresseerd in het causale effect van X op Y.
Statische lineaire modellen met vaste individuele effecten (maar zonder instrumenten): In deze modellen wordt Y in periode t verklaard uit X en Z in periode t. De vergelijking bevat een individueel effect dat constant blijft over de tijd en mogelijk gecorreleerd is met X en Z. Dit laat toe dat er variabelen zijn die niet veranderen in de loop van de tijd en zowel op X als Y van invloed zijn. Deze techniek geeft echter geen goede schatting van het causale effect van X op Y als Y ook directe van invloed is op X (omgekeerde causaliteit). Om dit model te gebruiken moet dus worden verondersteld dat omgekeerde causaliteit geen rol speelt. Statische lineaire modellen met vaste individuele effecten en instrumentele variabelen Dit soort modellen is vergelijkbaar met het vorige maar vermijdt de veronderstelling dat er geen omgekeerde causaliteit is. Om het model te kunnen schatten is een instrumentele variabele W nodig die gecorreleerd moet zijn met X maar niet direct van invloed is op Y. Dynamische lineaire modellen met vaste individuele effecten en instrumentele variabelen Deze modellen zijn vergelijkbaar met de vorige, maar nu wordt toegelaten dat de waarde van Y in periode t ook afhangt van de waarde van Y in de vorige periode. Hierdoor is het mogelijk onderscheid te maken tussen lange en korte termijneffecten van (een verandering in) X op Y. Ook worden in deze modellen meestal vertraagde variabelen (van X en Y)
gebruikt als instrumentele variabelen (Arellano en Bond, 1991). Logitmodellen voor overgangen
5
De empirische analyses zijn gebaseerd op SHARE (Survey of Health, Ageing and Retirement in Europe). SHARE bevat gegevens op individueel en huishoudniveau over een groot aantal mensen van 50 jaar en ouder in ruim 20 Europese landen, waaronder
Nederland. Om diverse redenen is SHARE bij uitstek geschikt voor de gevraagde analyses. Ten eerste bevat SHARE rijke gegevens over participatie en omvang van mantelzorg,
arbeidsparticipatie en gewerkte uren, en geestelijke en lichamelijke gezondheid. Vooral het laatste is interessant omdat weinig bestaande studies nog hebben gekeken naar de effecten op lichamelijke en geestelijke gezondheid. Ten tweede worden veel van de respondenten in SHARE gedurende een langere tijd gevolgd (2004 tot 2013) zodat longitudinale analyses kunnen worden gedaan om de causale mechanismen goed in beeld te brengen. Ten derde biedt de variatie in wettelijke regelingen en pensioenhervormingen tussen landen of
groepen van landen extra mogelijkheden om de causale verbanden in kaart te brengen. In de analyses zullen we ook nagaan of de effecten in Nederland anders zijn dan in de andere landen. Zulke verschillen zouden een gevolg kunnen zijn van verschillen in beleid gericht op het mogelijk maken van de combinatie van betaald werk met zorgtaken. Een beperking van SHARE is dat de steekproef beperkt is tot 50-plussers. Omdat mantelzorg vooral gegeven wordt aan de ouders en partners en de behoefte daaraan sterk stijgt met de leeftijd van die ouders en partners, is juist de groep 50-plussers de groep bij wie het geven van mantelzorg het meest voorkomt.2
In dit rapport bespreken we eerst kort een aantal bestaande Nederlandse en internationale studies naar mantelzorg en arbeidsparticipatie (hoofdstuk 2). In hoofdstuk 3 beschrijven we de SHARE data. In Hoofdstuk 4 bespreken we de belangrijkste resultaten voor de effecten van mantelzorg op arbeidsparticipatie en de omvang van de werkweek. Hoofdstuk 5 kijkt naar het effect in de andere richting, van betaalde arbeid op mantelzorg. In hoofdstuk 6 worden de effecten op gezondheid onderzocht. Conclusies worden getrokken in Hoofdstuk 7.
Er is geprobeerd dit rapport leesbaar te houden voor degenen zonder econometrische expertise. Voor de gebruikte methoden en modellen en voor de gedetailleerde resultaten wordt daarom verwezen naar de technische bijlage.
2 Zie http://www.cbs.nl/NR/rdonlyres/99E13B1B-30CA-4EF4-A3D0-D7FC2E950D35/0/pb13n027.pdf. Deze CBS
6
2. Bestaande studies
Dit hoofdstuk geeft een overzicht van bestaande studies naar de relaties tussen mantelzorg, betaalde arbeid, en gezondheid. We maken hierbij onderscheid tussen internationale studies en studies voor Nederland. Al met al kunnen we concluderen dat de meeste Nederlandse en internationale studies vinden dat het geven van intensieve mantelzorg een negatief effect heeft op betaald werk (arbeidsparticipatie of het aantal gewerkte uren), al is er geen
eenduidigheid over de grootte van het effect. Voor een effect van het geven van mantelzorg op zich is veel minder overtuigend bewijs. Er is geen significant effect van mantelzorg op het loon. Het effect in omgekeerde richting, van participatie in betaald werk of het aantal uren betaald werk op het geven van mantelzorg, is in sommige klein en insignificant. Maar soms ook substantieel. Enkele studies vinden ook sterk negatieve effecten van het geven van mantelzorg op lichamelijke en vooral geestelijke gezondheid.
Mantelzorg en betaald werk: internationale literatuur
Tabel 1 geeft een overzicht van bestaande studies in de internationale literatuur naar de invloed van het geven van mantelzorg op betaald werk en andersom. Er zijn veel meer studies naar het eerste dan naar het tweede effect. De tabel laat zien dat er een groot aantal verschillende methoden gebruikt wordt, berustend op uiteenlopende veronderstellingen om het causale verband te identificeren. Studies gebaseerd op cross-sectie data gebruiken meestal instrumentele variabelen. Zo is informatie over in leven zijn en gezondheid van de ouders geschikt om instrumentele variabelen te construeren voor mantelzorg, omdat het plausibel is dat de gezondheid van de ouders geen invloed heeft op betaald werk anders dan via de invloed op mantelzorg (Bolin et al. 2008). Er zijn ook recente studies die twijfelen aan het gebruik van instrumentele variabelen en er dan bij gebrek aan beter maar van uitgaan dat mantelzorgtaken als gegeven kunnen worden beschouwd (Lily et al. 2010; Jacobs et al. 2014). Het is de vraag of de schattingen In deze studies causale effecten weerspiegelen.
Longitudinale studies kijken vaak naar overgangskansen (bijv. Berecki-Gisolf et al. 2008). Hebben degenen die mantelzorg combineren met werk bijvoorbeeld een grotere kans om te stoppen met werken dan degenen die geen mantelzorg geven? Andere
7
verschillen maar niet veranderen over de tijd (bijvoorbeeld Heitmüller 2006). Zo wordt rekening gehouden met het feit dat sommige mensen nu eenmaal liever voor anderen zorgen dan dat ze een formele baan hebben, terwijl dat voor anderen juist andersom ligt. De meest geavanceerde studies combineren instrumentele variabelen en panel data modellen (Ciani 2012; van Houtven et al. 2013).
Ook de gebruikte steekproeven lopen sterk uiteen. Veel studies gebruiken gegevens van een bepaald land (de Verenigde Staten, het Verenigd Koninkrijk, Australië of Canada), andere gebruiken geharmoniseerde internationale data sets zoals SHARE. Sommige studies kijken alleen naar vrouwen. Ook de steekproefperiode en de beschouwde leeftijdsgroep lopen sterk uiteen.
Als we de resultaten samenvatten kunnen we zeggen dat de meeste studies een negatief effect vinden van het geven van mantelzorg en de intensiteit van de verleende zorg op arbeidsparticipatie. Het effect van participatie op mantelzorg is vaak klein of insignificant. Intensieve mantelzorg (op verschillende manieren gedefinieerd) heeft echter veelal een sterker effect. Maar er is zeker geen eenduidigheid – de resultaten lopen sterk uiteen. Ciani (2012) laat bijvoorbeeld zien dat het effect van mantelzorgparticipatie op participatie in betaalde arbeid varieert met de gekozen schattingsmethode van ongeveer 0 tot -24 procentpunten. Enkele studies vinden ook een significant effect op het aantal arbeidsuren van werkenden. Het grootste effect wordt gevonden door van Houtven et al. (2013), die vinden dat intensieve mantelzorg de werkweek reduceert met gemiddeld drie uur. Dit effect zou in de Verenigde Staten en andere landen kleiner kunnen zijn dan in Nederland, omdat in Nederland veel meer dan in andere landen in deeltijd wordt gewerkt.
Ook de studies die naar het omgekeerde effect kijken (van betaald werk op mantelzorg) vinden uiteenlopende effecten. Soms is het gevonden effect klein en
8
Tabel 1: Effect van het geven van mantelzorg op betaald werk en andersom (schuin gedrukt): internationale studies
Studie Steekproef Methode Resultaten Berecki-Gisolf et al.
(2008)
Australië, vrouwen, 2001 & 2004
Transitie modellen Transitie naar het geven van mantelzorg (minstens 7 uur per week) vergroot de kans op verminderen van of stoppen met betaald werk met 60%.
Geen significant effect van arbeidsparticipatie op mantelzorg
Bolin et al. (2008) 11 Europese landen (SHARE) in 2004, leeftijd 50-64.
Instrumentele variabelen (cross-sectie)
Mantelzorg voor een van de ouders buiten het huishouden heeft significant negatief effect van -0.21 op participatie; geen significant effect op gewerkte uren of loon Carmichael et al.
(2010)
Verenigd Koninkrijk 1991-2005; mannen 20-65; vrouwen 20-60.
Transitie modellen Transitie naar het geven van mantelzorg (minstens 20 uur per week) meer dan verdubbelt de kans om te stoppen met werken;
Betaald werk verkleint de kans mantelzorg te gaan verlenen met ongeveer een zesde
Ciani (2012) 13 Europese landen; mannen 40-64, vrouwen 40-59; panel 1994-2001
Instrumentele variabelen (IV) met en zonder vaste
individuele effecten
IV zonder vaste effecten: sterk negatief effect mantelzorg op participatie (-0.24)
IV met vaste effecten: kleine en niet significante effecten He en McHenry (2015) Verenigde Staten, 1996, 2011, 2004; vrouwen 40-64 Instrumentele variabelen (werkloosheid per staat)
Toename uren betaalde arbeid met 10% leidt tot
verkleining kans op geven mantelzorg met 2 %-punt (d.w.z., ongeveer 25%)
Heitmüller (2007) Verenigd Koninkrijk 1991-2002; mannen 16-64; vrouwen 16-59
Instrumentele variabelen en panel data logit met vaste effecten
Instrumentele variabelenschattingen: groot negatief effect mantelzorg op participatie (-0.32 - -0.42)
Logit: effect van intensieve mantelzorg op participatie (>20 uur per week): 0.12; effect nietintensieve mantelzorg -0.10 maar niet significant
Van Houtven et al. (2013) Verenigde Staten, 1992-2008, leeftijd 51-78 Vaste individuele effecten & Instrumentele variabelen
Intensieve mantelzorg door vrouwen heeft significant positief effect op pensionering (0.024) en negatief effect op gewerkte uren van werkenden (-3.08 uur); geen significant effect op het loon
Jacobs et al. (2014) Cross-sectie data voor mannen en vrouwen in Canada, leeftijd 55-69 jaar? Multinomiaal logit (keuze volledig pensioen, gedeeltelijk pensioen, terug van pensioen, werkend)
Meer dan 15 uur mantelzorg geeft ruim twee keer zo’n grote kans op “volledig met pensioen” in vergelijking met “werkend”
Leigh (2010) Australië; panel 2001-2007; leeftijd 25-64.
Panel data modellen met (en zonder) vaste effecten
Significant negatief effect van mantelzorg op arbeidsparticipatie (ongeveer 5%-punt); marginaal significant effect op gewerkte uren (-1.2 uur per week); geen significant effect op uurloon3
Lilly et al. (2010) Canada 2002; leeftijd 45+
Cross-sectie, mantelzorg exogeen
Primaire mantelzorg heeft negatief effect op participatie: 6.2%-punt en 7.2 %-punt voor vrouwen en mannen; Geen significant effect op gewerkte uren of loon, of van niet-primaire zorg
Michaud et al. (2010) Engeland, panel 2000-2005; vrouwen leeftijd 25-59
Niet-lineair dynamisch panel data model voor mantelzorg en betaald werk
Kleine negatieve effecten van mantelzorg (zowel voor iemand binnen als voor iemand buiten het huishouden) op betaalde arbeid;
kleine negatieve effecten van betaalde arbeid op geven van mantelzorg
Nguyen & Connelly (2014)
Australië; werkzame leeftijd; cross-sectie 2008
Multinomiaal logit met instrumentele variabelen
Primaire mantelzorg heft negatief effect op participatie van -0.12; geen significant effect van niet-primaire mantelzorg
3Deze studie onderzoekt ook het effect van mantelzorg op tevredenheid met het leven in het algemeen, en vindt geen
9
Tabel 2. Mantelzorg op betaald werk: bestaande studies voor Nederland
Studie Steekproef Methode Resultaten Dautzenberg et al. (2000) Vrouwen, 1994-1996, leeftijd 42-56 met ouder(s) in leven Vooral cross-sectie modellen; geen instrumentele variabelen
Niet-werkenden hebben veel grotere kans op verlenen mantelzorg dan voltijdswerkenden;
Geen verschil in uren mantelzorg tussen werkenden en niet-werkenden voor degenen die mantelzorg verlenen Longitudinaal: geen verband veranderingen in uren zorg en uren betaald werk
Dykstra & van Putten (2010)
Mannen leeftijd 21 tot 82 met ouder(s) in leven; cross-sectie 2006/2007 Cross-sectie; geen instrumentele variabelen
Betaald werk heeft geen significant effect op mantelzorg aan ouders; “Willen” belangrijker dan “kunnen” of “moeten”; Geven mantelzorg aan vader heeft klein negatief effect op welbevinden; geen effect van het geven van mantelzorg aan moeder
ADV Market Research (2010)
FNV leden; cross-sectie 2010
Beschrijvend Geen verband tussen arbeidsparticipatie en geven van mantelzorg
Josten en de Boer (2015a) (SCP rapport)
16-65 jaar; panel 2004-2012
Transitiemodellen Mannen of vrouwen die starten met mantelzorg brengen niet significant vaker dan anderen hun arbeidsduur terug; maar als ze meer dan 4 uur mantelzorg zijn gaan geven dan is de kans op terugbrengen gewerkte uren significant groter (en bijna twee keer zo groot).
Vrouwen die niet of weinig betaald werken beginnen significant vaker (ongeveer 1.7 keer zo vaak) met mantelzorg; geen significant effect voor mannen. Plaisier et al. (2015) Werknemers in 50
Nederlandse
organisaties, 2009-2012
Multi-level logit steun van de werkgever/werkvloer helpt mensen die mantelzorg verlenen bij het vinden van een goede werkbalans
Van Putten et al. (2010)
2002-2004; leeftijd 40-65
Cross-sectie model voor betaald werk en mantelzorg
Geen significant verband tussen geven van mantelzorg en betaald werk
Souren et al. (2010) 2006-2008; leeftijd 25-65
Beschrijvend Verband tussen arbeidsparticipatie en
mantelzorgdeelname alleen voor hoog opgeleide vrouwen leeftijd 52-65 (4 procentpunt); niet voor mannen, laag opgeleiden, of leeftijd 25-46;
Mantelzorg en betaald werk: studies voor Nederland
Omdat in Nederland veel meer mensen in deeltijd werken dan in de meeste andere landen, is het goed mogelijk dat de invloed van mantelzorg hier ook anders is. Bestaande
Nederlandse studies worden samengevat in Tabel 2. Deze studies zijn veelal beschrijvend en maken geen gebruik van instrumentele variabelen of paneldata modellen met vaste
individuele effecten; wel wordt er vaak naar transitiekansen gekeken.
10
Nederland is opgenomen. Zij vinden (Tabel 3.5) dat van degenen die een lange arbeidsduur hadden en gestart zijn met intensieve mantelzorg, 17% minstens vier uur minder is gaan werken. Van degenen met een arbeidsduur van 27 uur per week of minder en voor degenen die niet met mantelzorg zijn begonnen, was dit percentage significant lager (9%). Maar voor minder intensieve mantelzorg vinden zij nauwelijks een effect.
Mantelzorg en gezondheid
Coe en van Houtven (2009) onderzoeken het effect van mantelzorg op fysieke en geestelijke gezondheid van 50-plussers in de Verenigde Staten met behulp van paneldata en longitudinale analyses. Zij verwijzen ook naar eerdere studies en beargumenteren waarom die minder goed in staat zijn het causale verbanden te schatten. Zij vinden een sterk negatief effect van het substantieel verlenen van mantelzorg aan een van de ouders (minstens 100 uur in de voorbije twee jaar) op de geestelijke gezondheid, en nauwelijks significante effecten op diverse maten van lichamelijke gezondheid. Ze maken hierbij geen onderscheid naar arbeidsmarktstatus. Op basis van de analyse van transitiekansen in Australische data vinden Kenny et al. (2014) vooral voor werkende vrouwen een sterk negatief effect van intensieve mantelzorg op zowel geestelijke als lichamelijke gezondheid.
11
3. Data
We maken gebruik van de gegevens van SHARE, de Survey of Health, Ageing and Retirement in Europe. Dit is een panel van (momenteel) vijf golven (2004, 2006/7, 2008/9, 2010/11, 2013/14). Golf 3 is voor onze doeleinden niet bruikbaar omdat hierin bijna uitsluitend vragen zijn gesteld over de voorgaande levensloop en niet over de stand van zaken ten tijde van de enquête, zodat deze golf geen informatie bevat over mantelzorg of betaalde arbeid. SHARE bevat in elke golf informatie over 2.000 tot 3.000 Nederlandse respondenten van 50 jaar en ouder. In totaal zijn er tussen de 18.000 en 35.000 respondenten per golf in 20 Europese landen. Enkele landen die maar aan een van de vier golven hebben meegedaan laten we buiten beschouwing. De landen die in de analyse zijn meegenomen zijn Nederland, België, Denemarken, Duitsland, Estland, Frankrijk, Griekenland, Italië, Oostenrijk, Polen, Slovenië, Spanje, Tsjechië, Zweden en Zwitserland.
Voor de analyses beperken we ons tot de respondenten in SHARE in de leeftijdsgroep 50 tot 70, omdat degenen die ouder dan 70 zijn vrijwel nooit participeren op de
arbeidsmarkt.4 Omdat niet alle landen in alle golven meedoen en omdat er uitval is en de
steekproef soms ook ververst wordt, varieert het aantal respondenten van jaar tot jaar. In Nederland hebben we gemiddeld ruim 1500 respondenten per golf. Voor alle landen samen is dit gemiddelde bijna 20.000.
SHARE heeft informatie over arbeidsdeelname en de aard van het werk (bijvoorbeeld aantal gewerkte uren). Bovendien heeft SHARE informatie over mantelzorg, zoals het al dan niet verlenen van mantelzorg aan iemand in of buiten het huishouden, en of de gegeven mantelzorg intensief is, in de zin van dagelijks of bijna dagelijks. Daarnaast bevat SHARE flink wat informatie over zowel fysieke en mentale gezondheid. Hieronder beschrijven we deze data; de precieze details over hoe de variabelen zijn gemeten zijn vermeld in de technische bijlage.
Betaald werk
Tabel 3 laat de arbeidsparticipatie per land zien voor de SHARE respondenten van 50 tot 70 jaar oud, gemiddeld over de vier golven. Het is duidelijk dat deze sterk varieert tussen de landen, bijvoorbeeld als gevolg van verschillen in de standaardpensioenleeftijd maar ook
12
door heel andere factoren zoals verschillende tradities en opvattingen over
arbeidsparticipatie van gehuwde vrouwen. De participatie van vrouwen van leeftijd 50 tot 70 loopt uiteen van 17% in Polen tot 53% in Denemarken. Nederland neemt met 37% een middenpositie in. Als we anderzijds kijken naar het gemiddelde aantal uren onder degenen die werkten, dan vinden we dat in Nederland, als “kampioen deeltijdwerken”, degenen met betaald werk gemiddeld minder uren werken dan de 50-70 jarigen in andere landen. Dit geldt vooral voor vrouwen maar ook bij mannen is er een verschil.
Tabel 3: Participatie in betaald werk en gewerkte uren per land
Participatie in betaald werk Gewerkte uren (alleen participanten) Mannen Vrouwen Mannen Vrouwen Observaties Participatie (%) Observaties Participatie (%) Gemiddelde Gemiddelde Oostenrijk 3387 34 4388 25 43,5 33,4 Duitsland 4065 46 4600 42 43,1 31,5 Zweden 3439 55 4197 52 41,1 36,4 Nederland 3922 46 4759 37 39,3 26,0 Spanje 3869 43 4585 28 41,5 35,3 Italië 3897 37 4954 23 40,4 33,7 Frankrijk 4725 41 5609 38 41,2 34,4 Denemarken 3470 60 3850 53 39,9 35,0 Griekenland 1857 58 2048 25 41,4 35,4 Zwitserland 2742 63 3279 52 43,8 28,7 België 5514 42 6274 34 41,7 31,3 Tsjechië 4251 40 5636 28 44,0 40,9 Polen 1269 26 1606 17 44,0 39,4 Slovenië 1650 30 2006 23 42,2 39,3 Estland 3144 49 4199 49 40,7 38,0 Totaal 51.201 45 61,992 36 41,7 33,9
SHARE golven 1, 2, 4 en 5; leeftijden 50-70
Mantelzorg
Mantelzorg is gemeten met behulp van diverse variabelen. Ten eerste is er gevraagd naar mantelzorg voor een van de ouders als die niet tot het huishouden behoort. Zo’n 13 procent van de mannen en 16 procent van de vrouwen in de steekproef zegt dit te doen. Aan
13
en minder vaak). Daarnaast is er gevraagd naar (dagelijkse of bijna dagelijkse) mantelzorg aan een van de ouders binnen hetzelfde huishouden. De percentages van respondenten die dit doen zijn veel kleiner en vrijwel nihil buiten de Zuid-Europese landen. Bij de vraag naar zorg voor iemand binnen het huishouden is in de toelichting vermeld dat het gaat om niet-incidentele en dagelijks of bijna dagelijks gegeven zorg. Mantelzorg aan een ouder binnen het huishouden is dus per definitie intensief. Tabel 4 combineert de vragen en laat zien hoeveel respondenten mantelzorg verlenen aan een ouder binnen of buiten het huishouden, en hoe vaak dat intensieve mantelzorg is.
Tabel 4: Participatie in mantelzorg en intensieve mantelzorg per land
Participatie in mantelzorg (%) Participatie in dagelijkse of bijna dagelijkse mantelzorg Mannen Vrouwen Mannen Vrouwen Nederland 16,8 20,0 1,4 3,1 Oostenrijk 8,4 10,9 2,9 4,5 Duitsland 15,0 19,7 3,3 6,7 Zweden 20,5 22,5 1,4 1,9 Spanje 8,7 14,0 4,5 9,0 Italië 12,5 16,1 6,0 9,6 Frankrijk 13,8 18,4 3,1 5,1 Denemarken 21,4 24,3 1,5 1,9 Griekenland 9,0 12,1 2,5 6,1 Zwitserland 13,5 14,0 1,6 3,8 België 19,1 21,1 3,7 6,6 Tsjechië 11,9 13,5 4,2 5,8 Polen 7,3 9,4 3,1 5,5 Slovenië 7,3 10,9 4,2 5,9 Estland 10,1 12,5 3,1 4,8 Totaal 14,1 17,1 3,1 5,4
SHARE golven 1, 2, 4 en 5; leeftijden 50-70
Mantelzorg wordt gegeven door 14,1% van de mannen en 17,1% van alle vrouwen in de steekproef. Zowel voor mannen als voor vrouwen vinden we het hoogste percentage mantelzorgers in Zweden en Denemarken, gevolgd door België en Nederland. In de Zuid- en Oost-Europese landen is het geven van mantelzorg veel minder gewoon dan in West- en Noord-Europa. In alle landen wordt vaker mantelzorg verleend door vrouwen dan door mannen. Er is geen duidelijk monotoon stijgend of dalend patroon in de loop van de tijd. Het percentage voor Nederland komt goed overeen met CBS cijfers5 voor 2012 - voor
14
Nederlanders van 19 jaar en ouder vindt het CBS een deelname in mantelzorg van 12,1% - 9,3% voor mannen en 14,8% voor vrouwen. Voor de leeftijden 50-55. 55-65, en 65-75 zijn deze percentages hoger: achtereenvolgens 19,5%, 19,1% en 14,0%.
Het patroon van de intensieve mantelzorg ziet er anders uit. In Nederland geeft slechts 3,1% van de vrouwen bijna elke dag mantelzorg (dit betreft 17% van de vrouwelijke mantelzorgers), en voor mannen is dit zelfs minder dan 1,4% (dit betreft 10% van de mannelijke mantelzorgers). In andere landen zijn deze percentages vaak veel hoger. Niet alleen in de zuidelijke landen waar de ouders vaak in hetzelfde huis wonen, maar ook
bijvoorbeeld in Duitsland wordt intensieve mantelzorg meer dan twee keer zo vaak gegeven dan in Nederland (door 6,7% van de vrouwen en 3,3% van de mannen; zie tabel 4).
Gemiddeld geeft 5,4% van alle vrouwen en 3,1% van alle mannen bijna dagelijks mantelzorg.
Gezondheid
SHARE biedt een scala aan gezondheidsvariabelen. In dit onderzoek maken we gebruik van drie verschillende gezondheidsmaten. De eerste telt het aantal fysieke chronische
gezondheidsproblemen van een lijst van 116. De tweede is een dummy variabele voor
slechte gezondheid gebaseerd op het antwoord op een eenvoudige vraag naar de gezondheid in het algemeen, met antwoorden op een vijfpuntschaal: heel goed, goed, redelijk, slecht, zeer slecht. De derde is een maat voor geestelijke gezondheid, gebaseerd op 12 vragen naar depressieverschijnselen (de EURO-D schaal7).
Gemiddelden per land van de drie gezondheidsmaten worden gepresenteerd in Tabel 5. Opvallend zijn de grote verschillen tussen landen. De fractie respondenten die zelf
rapporteren dat ze in het algemeen een slechte of zeer slechte gezondheid hebben varieert van 0.14 in Zwitserland tot 0.63 in Estland. Nederland (0.25) doet het iets beter dan
gemiddeld (0.30). Gemiddeld rapporteren vrouwen vaker dat ze in slechte gezondheid zijn dan mannen.
6 Hartprobleem, hoge bloeddruk, hoog cholesterol, beroerte, diabetes, longziekte, astma, artritis,
botontkalking, kanker, maagzweer, ziekte van Parkinson, staar, gebroken heup of dijbeen.
7 De symptomen zijn: kan geen hoop of verwachting voor de toekomst noemen; wil soms liever dood zijn; voelt
15
Tabel 5: Gezondheidsmaten per land
Slechte of zeer slechte gezondheid (%)
Aantal chronische fysieke gezondheidsproblemen (0-12)
Euro-D schaal symptomen van depressie (0-12) Mannen Vrouwen Mannen Vrouwen Mannen Vrouwen Oostenrijk 27 25 1,02 0,85 1,50 2,06 Duitsland 36 33 1,03 0,88 1,68 2,37 Zweden 18 21 0,89 0,76 1,51 2,11 Nederland 24 25 0,81 0,74 1,49 2,15 Spanje 30 37 1,00 0,88 1,73 2,89 Italië 29 36 0,93 0,87 2,02 2,98 Frankrijk 27 29 0,92 0,78 2,11 3,12 Denemarken 17 20 0,85 0,80 1,46 2,02 Griekenland 17 21 0,81 0,81 1,21 2,16 Zwitserland 13 14 0,73 0,54 1,50 2,14 België 22 25 1,01 0,95 1,95 2,81 Tsjechië 37 36 1,18 1,12 1,66 2,40 Polen 52 53 1,10 1,11 2,78 3,69 Slovenië 32 34 1,03 0,97 1,82 2,42 Estland 65 62 1,11 1,11 1,50 3,10 Totaal 29 31 0,96 0,88 1,78 2,56
SHARE golven 1, 2, 4 en 5; leeftijden 50-70
De variatie over de landen in het aantal chronische ziekten lijkt minder groot dan voor de subjectieve maat voor algemene gezondheid. Toch is opnieuw Zwitserland een positieve uitschieter, met verreweg het laagste gemiddelde, zowel voor mannen als voor vrouwen. Ook Nederland doet het wat deze maat betreft goed, met een gemiddelde van 0,81, vergeleken met een gemiddelde van 0,92 voor alle landen samen. Opvallend is dat volgens deze maat vrouwen juist gezonder zijn dan mannen. Daarbij moet natuurlijk wel worden aangetekend dat dit de ruwe gemiddelden in de data zijn, zonder correctie voor verschillen in leeftijd, etc.
Ook de EURO-D schaal voor symptomen van depressie laat grote verschillen zien. Vrouwen hebben meer depressieve klachten dan mannen (gemiddeld 2,56 van de 12 voor vrouwen tegenover 1,78 voor mannen). Nederland doet het relatief goed, Estland en vooral Polen zijn de negatieve uitschieters. Opvallend is ook het grote aantal vrouwen met
16
4. De invloed van het geven van mantelzorg op betaald werk
In navolging van de bestaande literatuur zijn diverse modellen geschat om het effect van het geven van mantelzorg en de intensiteit van de gegeven mantelzorg te schatten op
participatie in betaald werk en het aantal uren betaald werk per week. Tabel 6 presenteert de resultaten van lineaire statische paneldata modellen met vaste individuele effecten.
De tabel begint met schattingen waarin niet alleen vaste individuele effecten zijn opgenomen maar ook instrumentele variabelen gebruikt zijn, om rekening te houden met het mogelijke effect in de omgekeerde richting (van betaald werk op mantelzorg). In
navolging van de bestaande literatuur wordt informatie over (het in leven zijn van de ouders en) de gezondheid van de ouder(s) gebruikt om instrumenten te construeren. Vanuit
theoretisch oogpunt hebben deze schattingen de voorkeur boven de andere schattingen in de tabel, omdat ze rekening houden met diverse vormen van endogeniteit. De resultaten laten echter zien dat de geschatte effecten niet alleen insignificant, maar ook tamelijk onnauwkeurig zijn.8 Het geschatte negatieve effect van bijna dagelijkse mantelzorg op
participatie in betaald werk is bijvoorbeeld bijna 10 procentpunt, maar de standaardfout is groot (en de t-waarde kleiner dan 1). Blijkbaar verlangt deze techniek erg veel van de data en zijn de instrumenten niet krachtig genoeg om meer precieze (en beter bruikbare) resultaten te genereren.9 In de rest van dit hoofdstuk bespreken we daarom modellen die
geen instrumentele variabelen gebruiken.
Met het model dat wel vaste individuele effecten toelaat maar geen instrumentele variabelen gebruikt, vinden we een insignificant effect van het geven van mantelzorg dat bovendien positief is, in tegenstelling tot het negatieve effect dat we zouden verwachten. De resultaten van het geven van intensieve mantelzorg zijn meer in lijn met de verwachtingen: een significant negatief effect op zowel arbeidsparticipatie als gewerkte uren. De grootte van het effect is bescheiden: Het bijna dagelijks geven van mantelzorg leidt tot een afname van de kans op participatie in betaald werk van 2,6 procentpunten, en een afname van het verwachte aantal uren betaald werk van ruim één uur per week.
8 De gedetailleerde resultaten van de modellen voor de complete SHARE steekproef zijn opgenomen in de
technische bijlage.
9 Er is ook gekeken naar modellen die vertragingen van de mantelzorgvariabelen als instrumenten gebruiken (in
17
Tabel 6: Schattingen van het effect van mantelzorg op betaald werk
A. Complete SHARE steekproef
Participatie Gewerkte uren
Model met Instrumentele variabelen & vaste individuele effecten
Mantelzorg -0,024 -0,570
Bijna dagelijkse mantelzorg -0,096 -1,393
Model met vaste individuele effecten
Mantelzorg 0,003 0,128
Bijna dagelijkse mantelzorg -0,026*** -1,285***
B. Model met vaste individuele effecten geschat voor diverse deelsteekproeven
Deelsteekproef Participatie Gewerkte uren
Mannen
Mantelzorg 0,007 0,127
Bijna dagelijkse mantelzorg -0,018 -1,417*
Vrouwen
Mantelzorg 0,002 0,085
Bijna dagelijkse mantelzorg -0,032*** -1,430***
Laag opgeleiden
Mantelzorg 0,007 -0,242
Bijna dagelijkse mantelzorg -0,024* -2,020***
Hoog opgeleiden
Mantelzorg 0,007 0,257
Bijna dagelijkse mantelzorg -0,021 -0,671
Nederland
Mantelzorg -0,024 -1,174
Bijna dagelijkse mantelzorg -0,047 -2,809**
Toelichting:
Afzonderlijke modellen voor mantelzorg en bijna dagelijkse mantelzorg en voor participatie in betaald werk en uren betaald werk.
Interpretatie: de gegeven parameters zijn de geschatte effecten op de kans op participatie in betaald werk of op het aantal uren betaald werk. Volgens de eerste schattingen in Tabel A leidt bijvoorbeeld beginnen met mantelzorg tot een afname van de kans betaald werk te verrichten met 0,024 (2,4 procentpunt) en tot een afname van het aantal uren betaald werk met 0,57 uur.
18
Deze schattingen geven inzicht in het causale effect van mantelzorg op betaald werk indien er geen direct effect is van betaald werk op het geven van mantelzorg. Dat is wellicht een te sterke veronderstelling. Maar belangrijk is dat als er wel zo’n effect is, het
hoogstwaarschijnlijk ook negatief zal zijn: iemand die veel tijd besteedt aan betaald werk heeft immers minder tijd om mantelzorgtaken te verrichten. Dat betekent dat het geschatte effect hoogstwaarschijnlijk nog een overschatting is van het werkelijke effect. Omdat we al een klein effect vinden kunnen we concluderen dat het causale effect, als het er al is, ook klein zal zijn.
Tabel 6B bevat schattingen met vaste individuele effecten voor afzonderlijke
groepen. Ook hier gebruiken we geen instrumentele variabelen – dat leidt tot resultaten die niet precies genoeg zijn om bruikbare conclusies te trekken. Schattingen voor mannen en vrouwen afzonderlijk laten zien dat de effecten van intensieve mantelzorg voor vrouwen iets groter zijn dan voor mannen (en meer significant, vooral omdat er meer vrouwen dan
mannen intensieve mantelzorg verlenen). Dit komt overeen met het idee dat vrouwen hun arbeidsaanbod eerder aanpassen dan mannen. Het geven van mantelzorg op zich heeft voor geen van beide geslachten een significant effect. Voor laag opgeleiden vinden we een veel sterker negatief effect van intensieve mantelzorg op het aantal uren betaald werk dan voor hoog opgeleiden.
Schattingen voor Nederland geven grotere effecten dan voor alle landen samen, vooral op gewerkte uren. Alleen het effect van intensieve mantelzorg is significant (ondanks het veel kleinere aantal waarnemingen) en suggereert dat in Nederland, intensieve
mantelzorg leidt tot een daling gemiddeld bijna drie uur per week. In modellen met een interactieterm van het effect van mantelzorg en een dummy variabele voor Nederland (niet opgenomen in de tabel) is de interactieterm echter niet significant. We kunnen dus niet aantonen dat het effect in Nederland anders is dan het gemiddelde effect in alle landen.
19
Wanneer we het totaalbeeld van alle schattingen bekijken lijkt het erop dat er nauwelijks aanwijzingen zijn voor een substantieel negatief effect van deelname in
mantelzorg op participatie in betaald werk of het aantal uren betaald werk. Dit geldt zowel voor alle 50-70 jarigen in alle SHARE landen als voor mannen of vrouwen en hoog- of
laagopgeleiden. Omdat het geven van mantelzorg mogelijk beperkt blijft tot enkele uren per maand, is dit ook niet erg verrassend. Er zijn meer aanwijzingen voor een negatief effect van intensieve mantelzorg (dagelijks of bijna dagelijks) op betaald werk, al lijkt ook dit effect bescheiden van omvang. Dit geldt zowel voor alle landen samen als wanneer we specifiek naar Nederland kijken; alleen in de zuidelijke landen is het effect wellicht groter. Daar is de persoon aan wie bijna dagelijks mantelzorg gegeven wordt veel vaker lid van hetzelfde huishouden en zal de benodigde zorg nog veel intensiever zijn dan (bijna) dagelijkse zorg in andere landen.
Ter vergelijking met de bestaande literatuur zijn ook enkele modellen zonder vaste individuele effecten geschat. Het statische standaard lineaire model laat een positieve associatie zien tussen het geven van mantelzorg en betaald werk, controlerend voor de andere variabelen in de vergelijking (leeftijd, geslacht, etc.). Deze positieve correlatie zit ook in de ruwe data (niet controlerend voor andere factoren). Dit kunnen we niet als causaal effect interpreteren; het laat zien dat mensen (met gegeven geslacht, opleiding en leeftijd) die actief zijn op de arbeidsmarkt ook meer dan gemiddeld actief zijn met mantelzorg. De associatie tussen intensieve (dagelijks of bijna dagelijkse) mantelzorg en participatie in betaald werk of gewerkte uren is wel negatief.
In hoofdstuk 2 zagen we al dat andere studies vaak overgangskansen analyseren met logit modellen (die evenmin rekening houden met vaste individuele effecten). In de
20
5. De invloed van betaald werk op het geven van mantelzorg
We hebben soortgelijke modellen geschat als in hoofdstuk 4 om het effect van participatie in betaald werk en het aantal uren betaald werk per week op het geven van mantelzorg en de intensiteit van de gegeven mantelzorg te schatten. Tabel 7 presenteert de resultaten van lineaire statische paneldata modellen met vaste individuele effecten. Dit is min of meer het spiegelbeeld van Tabel 6. Het eerste deel van Tabel 7 presenteert schattingen die gebruik maken van instrumentele variabelen, in combinatie met vaste effecten. De institutionele pensioenleeftijden in de diverse landen en informatie over gedwongen ontslag als gevolg van bedrijfssluiting zijn gebruikt om instrumenten te construeren; het zijn geschikte
instrumenten omdat ze wel van invloed zijn op participatie in betaald werk maar geen ander effect hebben op het geven van mantelzorg dan via betaald werk.
De resultaten zijn preciezer dan de resultaten met instrumentele variabelen in het vorige hoofdstuk, vooral omdat de bedrijfssluitingen een krachtig instrument vormen voor participatie in betaald werk. De gevonden effecten zijn meestal insignificant (alleen het effect van arbeidsparticipatie op intensieve mantelzorg is significant op 10%-niveau) maar wel tamelijk groot. Participatie in betaald werk zou de kans op het geven van mantelzorg bijvoorbeeld verkleinen met 5 procentpunt, d.w.z. ongeveer een derde van de totale omvang. Een toename van 10 uren betaalde arbeid per week zou de kans op deelname in mantelzorg terugbrengen met 1 procentpunt. De effecten op het geven van bijna dagelijkse mantelzorg zijn nog wat groter. Toch moeten we opnieuw concluderen dat de kracht van de instrumenten en de informatie in de data niet groot genoeg zijn om tot nauwkeurige en voor beleid bruikbare uitspraken te komen. Dit zou zeker ook gelden wanneer we ons zouden beperken tot specifieke groepen zoals mannen of vrouwen of hoog- en laagopgeleiden.
In de rest van de tabel presenteren we daarom schattingen waarbij wel vaste individuele effecten zijn toegelaten maar geen instrumenten zijn gebruikt. Voor de hele steekproef vinden we kleine effecten van participatie in betaalde arbeid en van uren betaald werk op het geven van mantelzorg of bijna dagelijkse mantelzorg. Schattingen voor mannen en vrouwen afzonderlijk (Tabel 7B) laten zien dat de effecten voor mannen verwaarloosbaar zijn. Voor vrouwen vinden we een significant effect op het intensief geven van zorg.
21
Tabel 7: Schattingen van het effect van betaald werk op mantelzorg
A. Complete SHARE steekproef
Mantelzorg Intensieve mantelzorg Model met Instrumentele
variabelen & vaste individuele effecten
Participatie -0,048 -0,054*
Gewerkte uren -0,0010 -0,0014
Model met vaste individuele effecten
Participatie 0,0038 -0,0109***
Gewerkte uren 0,00009 -0,00032***
B. Model met vaste individuele effecten geschat voor diverse deelsteekproeven
Mantelzorg Intensieve mantelzorg Mannen Participatie 0,008 -0,005 Gewerkte uren 0,00007 -0,0002* Vrouwen Participatie 0,002 -0,016*** Gewerkte uren 0,00008 -0,0005*** Laag opgeleiden Participatie -0,001 -0,011* Gewerkte uren -0,0001 -0,0005*** Hoog opgeleiden Participatie 0,009 -0,008 Gewerkte uren 0,0002 -0,0002 Nederland Participatie -0,026 -0,010 Gewerkte uren -0,0009 -0,0005** Toelichting:
Afzonderlijke modellen voor participatie in betaald werk en uren betaald werk en voor mantelzorg en bijna dagelijkse mantelzorg.
Interpretatie: de gegeven parameters zijn de geschatte effecten op de kans op het geven van
mantelzorg of op het bijna dagelijks of dagelijks geven van mantelzorg. Volgens de eerste schattingen in Tabel A leidt bijvoorbeeld beginnen met betaald werk tot een afname van de kans mantelzorg te geven met 0,048 (4,8 procentpunt) en leidt elk extra uur betaald werk tot een afname van de kans op het geven van mantelzorg met 0,1 procentpunt.
22
Voor laag opgeleiden zijn de negatieve effecten op intensieve mantelzorg significant en groter dan voor hoog opgeleiden. Het negatieve effect voor laag opgeleiden van 10 extra uren betaald werk op de kans bijna dagelijks mantelzorg te geven is 0,5 procentpunt.
Schattingen voor Nederland laten vergelijkbare effecten zien als de schattingen voor alle landen samen. Alleen het effect van gewerkte uren op intensieve mantelzorg is groter, en dit is ook het enige effect dat significant is op 5% niveau als we alleen de data voor Nederland gebruiken. Als we verschillende groepen landen onderscheiden (niet getoond in de tabel; zie de technische bijlage) vinden we wel enkele significante verschillen tussen de effecten. Deze schattingen suggereren dat er geen negatief effect (of zelfs een klein positief effect) is van betaald werk op mantelzorg in de Scandinavische landen. Anderzijds is er wel een duidelijk negatief effect in de Zuid-Europese landen. West–Europa inclusief Nederland neemt middenpositie in met een zwak negatief effect.
Al met al kunnen we concluderen dat er geen aanwijzingen zijn voor een sterk negatief effect van arbeidsparticipatie of het aantal uren betaald werk op deelname in mantelzorg. Misschien is er een negatief effect op intensieve mantelzorg, in het bijzonder voor vrouwen, maar ook hiervoor geven de analyses geen uitsluiting. Dit geldt voor alle landen samen maar de conclusie blijft hetzelfde als we alleen naar Nederland kijken. Ook meer geavanceerde dynamische modellen (waarin de situatie in de vorige golf als
verklarende factor wordt meegenomen) leiden tot deze conclusie. Als betaald werk een belemmering vormt voor mantelzorg dan is dit waarschijnlijk alleen voor erg intensieve mantelzorg die door te weinig mensen gegeven wordt om in dit soort analyses goed in beeld te komen. Wat wij als intensieve mantelzorg hebben gedefinieerd (dagelijks of bijna
dagelijks) komt al niet vaak voor (3,1% van alle mannen; 5,4% van alle vrouwen); het deel hiervan dat zo intensief is dat het betaald werk in de weg staat is waarschijnlijk nog veel kleiner.
Ook nu zijn ter vergelijking met de bestaande literatuur enkele modellen zonder vaste individuele effecten geschat. Statische standaard lineaire modellen laten net als in het vorige hoofdstuk zien dat er een (niet-causale) positieve associatie bestaat tussen betaald werk en het geven van mantelzorg, controlerend voor de andere variabelen in de
vergelijking (leeftijd, geslacht, etc.). Anderzijds is er wel het verwachte negatieve verband tussen betaald werk en het geven van intensieve mantelzorg.Overgangskansen
23
degenen die betaald werken een grotere kans hebben met mantelzorg te beginnen dan degenen zonder betaald werk. Anderzijds hebben werkenden ook een grotere kans om met mantelzorg te stoppen. Duidelijker is het patroon voor intensieve mantelzorg: werkenden hebben, zoals verwacht, een kleinere kans hiermee te beginnen en een grotere kans ermee te stoppen dan degenen zonder betaald werk.
6. De invloed van mantelzorg en betaald werk op gezondheid
In Tabel 8 wordt een aantal schattingen gegeven van de invloed van betaald werk en mantelzorg op de drie besproken maten van gezondheidsproblemen (zie hoofdstuk 3): een maat voor fysieke gezondheid (het aantal chronische gezondheidsproblemen), een
subjectieve maat voor ervaren slechte of zeer slechte algemene gezondheid, en een maat voor geestelijke gezondheidsproblemen (symptomen van depressie).
Wederom zijn er modellen met vaste individuele effecten geschat en modellen die ook instrumentele variabelen gebruiken. Of de verbanden in de modellen met vaste individuele effecten maar zonder instrumentele variabelen causaal zijn kan worden
betwijfeld, omdat het goed mogelijk is dat gezondheidsproblemen een direct negatief effect hebben op betaald werk of het geven van mantelzorg. Als dat zo is dan zijn de geschatte effecten volgens deze modellen naar alle waarschijnlijkheid te laag. Dit probleem wordt ondervangen in modellen die niet alleen vaste individuele effecten toelaten maar ook instrumentele variabelen voor mogelijke effecten van gezondheid op betaald werk en het geven van mantelzorg. In deze modellen hebben we ook dynamische effecten toegelaten, omdat effecten op gezondheid mogelijk voor een deel pas na verloop van tijd merkbaar worden. In de dynamische modellen hangt gezondheid nu direct af van gezondheid in het verleden (d.w.z., de vorige golf). De modellen zijn geschat met de GMM methode.10
10 Zie Arellano en Bond (1991). Modellen die ook momenten in niveaus gebruiken (Blundell en Bond, 1998)
24
Tabel 8: Schattingen van de effecten van betaald werk en mantelzorg op gezondheid
A. Complete SHARE steekproef
Aantal chronische ziekten
Slechte algemene gezondheid
Aantal symptomen van depressie
Dynamisch model, vaste individuele effecten en instrument. variabelen Vertraagde gezondheidsvariabele 0,102*** 0,0975*** 0,0660** 0,0638** 0,0832*** 0,0800*** Betaald werk -0,0351 -0,0421 0,0110 -0,00321 0,259 0,343 Mantelzorg 0,157 0,0163 1,294*** Bijna dagelijkse mantelzorg 0,153 -0,192 3,074***
Model met vaste individuele effecten Betaald werk -0,050*** -0,050*** -0,029*** -0,029*** -0,115*** -0,114*** Mantelzorg 0,042*** 0,009 0,185*** Bijna dagelijkse mantelzorg 0,0066 0,0049 0,279***
B. Model met vaste individuele effecten geschat voor diverse deelsteekproeven
Aantal chronische ziekten
Slechte algemene gezondheid
Aantal symptomen van depressie
Mannen Betaald werk -0,056*** -0,056*** -0,039*** -0,039*** -0,087** -0,086**
Mantelzorg 0,054*** 0,008 0,129***
Bijna dagelijkse mantelzorg
0,010 0,009 0,223***
Vrouwen Betaald werk -0,045** -0,045** -0,019** -0,019** -0,130*** -0,128***
Mantelzorg 0,032** 0,010 0,222***
Bijna dagelijkse mantelzorg
0,005 0,003 0,305***
Nederland Betaald werk -0,041 -0,041 -0,046** -0,045** -0,094 -0,095
Mantelzorg 0,013 0,005 0,127
Bijna dagelijkse mantelzorg
0,024 0,076 0,245
Toelichting:
Afzonderlijke modellen voor mantelzorg en bijna dagelijkse mantelzorg.
Interpretatie: de gegeven parameters in de drie kolommen zijn de geschatte effecten op het aantal chronische ziekten, de kans op het rapporteren van een slechte of redelijke gezondheid, en het aantal symptomen van depressie.
25
De resultaten zijn opgenomen aan het begin van Tabel 8. Ze laten een sterk positief effect zien van mantelzorg op depressieve symptomen en dus een negatief effect op geestelijke gezondheid. De gebruikte maat is de gevalideerde Euro-D schaal voor symptomen van depressie (Prince et al., 1999; zie ook hoofdstuk 3 en de technische bijlage daarvan). De schaal kijkt naar de volgende aspecten: geen hoop of verwachting voor de toekomst; wil soms liever dood zijn; voelt zich schuldig; slaapproblemen; minder interesse in dingen; snel geïrriteerd; minder eetlust; weinig energie; kan zich moeilijk concentreren; kan geen plezierige activiteiten noemen; heeft gehuild. Sommige van deze symptomen duiden op ernstige depressieve klachten maar andere op minder ernstige negatieve aspecten van geestelijke gezondheid. Deze effecten zijn significant, ook al zijn ze niet erg precies geschat. Het geven van mantelzorg zou volgens de puntschattingen het aantal symptomen van depressie verhogen met meer dan 50 procent, maar rekening houdend met de precisie van de schattingen kan dat ook 20 procent zijn. Het geschatte effect van intensieve mantelzorg is nog groter. Het effect van de vertraagde Euro-D schaal is significant maar klein, zodat het lange termijn effect van het (blijvend) geven van mantelzorg iets groter is dan het korte termijneffect. We vinden geen significant effect van betaald werk op geestelijke gezondheid of van mantelzorg of betaald werk op de andere twee maten van gezondheid (het aantal chronische ziekten en de subjectieve maat voor ervaren (algemene) gezondheid).
Ter vergelijking zijn ook de schattingen van statische modellen met vaste individuele effecten zonder instrumentele variabelen gegeven. Deze zijn veel preciezer. Ze duiden op een significant negatief verband tussen betaald werk en alle drie de maten van
gezondheidsproblemen, en een positief verband tussen mantelzorg en fysieke chronische gezondheidsklachten en mentale gezondheidsproblemen (maar geen significant verband met de maat voor algemene gezondheid). Zo gaat volgens deze schattingen het geven van mantelzorg gepaard met een verhoging van het aantal symptomen van depressie met ongeveer 7 procent.
26
Het effect op depressieve symptomen is kleiner voor mannen dan voor vrouwen (die in het algemeen ook vaker depressieve symptomen hebben).
Wanneer we het model afzonderlijk schatten voor Nederland vinden we wat kleinere (en veel minder nauwkeurige) schattingen voor de effecten op geestelijke gezondheid dan voor de hele steekproef. Schattingen waarin de effecten verschillen tussen groepen landen (zie de technische bijlage) laten zien dat het negatieve verband tussen geestelijke
gezondheid en het geven van mantelzorg sterker is in de Zuid-Europese landen dan in de rest van Europa. Er is wat dit betreft geen verschil tussen Nederland en andere West-Europese landen en de Scandinavische landen.
Interactietermen die de invloed zouden kunnen aangeven van de combinatie van betaald werk en (intensieve) mantelzorg op gezondheid, blijken nauwelijks een rol te spelen. Voor de totale SHARE steekproef zijn de interacties altijd insignificant. Alleen als we
Nederland afzonderlijk bekijken vinden we een marginaal significant effect van het combineren van mantelzorg en betaald werk op fysieke gezondheid, maar geen effect op geestelijke gezondheid.
Al met al zijn er sterke aanwijzingen voor een negatief effect van het geven van mantelzorg op geestelijke gezondheid, vooral als die mantelzorg intensief is. Dit effect is sterker voor vrouwen dan voor mannen. Omdat dit effect hetzelfde is ongeacht hoeveel betaald werk iemand doet, is het geen gevolg van stress door de combinatie van zorgtaken en betaald werk. Het lijkt er meer op dat mantelzorgtaken sowieso een mentale belasting met zich meebrengen die kan leiden tot symptomen van depressie. Zo kan het feit dat de mantelzorger geconfronteerd wordt met de problemen van een naaste die niet meer voor zichzelf kan zorgen tot bezorgdheid en wellicht ook depressieve symptomen leiden als schuldgevoel, geïrriteerdheid, of slaapproblemen (zie de technische bijlage voor de lijst van symptomen en hoe ze gemeten zijn).
7. Conclusie
27
enerzijds en arbeidsparticipatie anderzijds, en naar de mogelijke invloed van het geven van mantelzorg op de eigen geestelijke en lichamelijke gezondheid.
Allereerst is de internationale en Nederlandse literatuur samengevat die de effecten van mantelzorg (zowel het al dan niet verrichten als de intensiteit en aard van de
mantelzorg) op arbeidsparticipatie, gewerkte uren en lonen in kaart probeert te brengen. Er is geen duidelijk bewijs voor een negatief effect van participatie in mantelzorg op het
aanbod van betaald werk of het loon. Er zijn wel aanwijzingen voor een negatief effect van intensieve mantelzorg. Er zijn ook studies die het omgekeerde beogen: wat is het effect van arbeidsparticipatie, aantal gewerkte uren, of verdiencapaciteit op de bereidheid om
mantelzorgtaken te verrichten of op het aantal uren dat men aan mantelzorg wil besteden? Ook hier lopen de gevonden effecten uiteen – sommige studies vinden geen effect van betaald werk op het verrichten van mantelzorg, andere vinden juist een sterk negatief effect. De enkele studies die gezondheidseffecten van mantelzorg analyseren vinden een sterk negatief effect op geestelijke gezondheid en soms ook een effect op lichamelijke gezondheid.
Ons onderzoek beoogt causale verbanden te schatten. Dit vereist longitudinale data en econometrische technieken die rekening houden met het feit dat verschillende
mechanismen tegelijkertijd een rol spelen. Onze empirische analyses zijn gebaseerd op de geharmoniseerde SHARE data, die gegevens op individueel en huishoudniveau bevatten van een groot aantal mensen van 50 jaar en ouder in ruim 20 Europese landen, waaronder Nederland. SHARE heeft drie voordelen. Ten eerste bevat het rijke gegevens over
participatie en omvang van mantelzorg, arbeidsparticipatie en gewerkte uren, en geestelijke en lichamelijke gezondheid. Ten tweede volgt SHARE de respondenten gedurende een langere tijd gevolgd (2004 tot 2013) en heeft dus het vereiste longitudinale karakter. En ten derde zorgt het internationale karakter van SHARE ervoor dat de variatie in wettelijke regelingen en pensioenhervormingen tussen landen of groepen van landen extra
mogelijkheden biedt om de causale verbanden in kaart te brengen. In de complete dataset van 50 tot 70 jarigen geeft 14% van de mannen en 17% van de vrouwen aan
mantelzorgtaken te verrichten. In Nederland is dat 17% van de mannen en 20% van de vrouwen.
28
hoogstwaarschijnlijk als causaal effect kunnen worden aangemerkt en schattingen waarvoor dat niet geldt. Dit maakt in sommige gevallen nogal wat verschil. Zo vinden we, ook als we individuele vaste effecten toelaten, een negatief verband tussen het geven van mantelzorg en fysieke gezondheid (chronische ziekten), maar de schattingen met instrumentele
variabelen suggereren dat dit geen causaal effect van mantelzorg op gezondheid weerspiegelt.
De analyses leiden tot de volgende antwoorden op de gestelde onderzoeksvragen: - Is er een causaal effect van het verlenen van mantelzorg op participatie in betaald
werk of het aantal gewerkte uren?
We vinden geen bewijs voor een effect van het geven van mantelzorg op zich. Dit is ook wel te begrijpen, omdat mantelzorg vaak niet meer dan enkele uren per maand in beslag neemt. Er zijn wat meer aanwijzingen voor een negatief effect van intensieve mantelzorg (dagelijks of bijna dagelijks) op betaald werk. De omvang van dit effect is echter bescheiden (afname van de kans op participatie in betaald werk van 2,6 procentpunten, en een afname van het verwachte aantal uren betaald werk van ruim één uur per week). Het feit dat intensieve mantelzorg meer effect heeft dan mantelzorg op zich komt overeen met de internationale literatuur. In die literatuur loopt de omvang van de gevonden effecten sterk uiteen.
- Welke invloed heeft toenemende arbeidsparticipatie (of een toenemend aantal gewerkte uren) op het verlenen van mantelzorg?
Er zijn geen aanwijzingen dat participatie in betaald werk of de omvang van de betaalde werkweek een belemmering vormen voor het geven van mantelzorg. Wellicht heeft betaald werk een negatieve invloed op de intensiteit van de gegeven mantelzorg, maar ook hier zijn de gevonden effecten bescheiden. Ook hier is de verklaring dat er maar weinig gevallen zijn waarin de mantelzorg zo intensief is dat de combinatie een probleem oplevert door gebrek aan tijd. In de bestaande Nederlandse en internationale studies wordt ook vaak geen effect van betaald werk op mantelzorg gevonden, maar er zijn ook studies die juist wel een substantieel effect vinden.
29
De effecten op lichamelijk gezondheid zijn niet zo duidelijk en hangen af van de gebruikte schattingsmethode. Wel vinden we een eenduidig negatief effect van het geven van mantelzorg op geestelijke gezondheid. De grootte van dit effect is hetzelfde voor degenen die wel en geen betaald werk verrichten. Dit suggereert dat het negatieve effect van het geven van mantelzorg (dat nog sterker is voor intensieve mantelzorg) te wijten is aan de geestelijke belasting van de mantelzorg (en wellicht de regelmatige confrontatie met en zorgen over de gezondheidsproblemen van een ouder of schoonouder) en niet aan de stress die mogelijk ontstaat door het combineren van betaald werk en mantelzorgtaken. De
negatieve effecten op geestelijke gezondheid komen overeen met recente bevindingen in de internationale literatuur en met de resultaten van recent SCP onderzoek.
- Zijn de antwoorden op bovenstaande vragen voor Nederland anders dan voor andere landen en zo ja, kunnen we dat dan verklaren?
De steekproefomvang is niet groot genoeg om hier definitieve uitspraken over te doen, maar het lijkt erop dat Nederland een middenpositie inneemt: het negatieve verband tussen mantelzorg en betaald werk is het sterkst voor de Zuid-Europese landen en het zwakst voor de Scandinavische landen. De West-Europese landen inclusief Nederland zitten hier
tussenin. Ook het negatieve effect van het geven van mantelzorg op de geestelijke gezondheid is sterker in Zuid-Europa dan in Nederland en de rest van West- en Noord-Europa.
Ook eerdere analyses op basis van de SHARE data tonen aan dat er grote verschillen tussen Noord en Zuid-Europa bestaan op diverse terreinen, waaronder arbeidsmarktgedrag en familienetwerken. Een mogelijke oorzaak is dat de formele mantelzorg in Zuid-Europese landen minder goed georganiseerd is, waardoor informele zorg vaker een intensief karakter heeft. Ook is het mogelijk dat werkgevers in zuidelijke landen minder rekening houden met mogelijke mantelzorgtaken van hun werknemers, zodat de combinatie van betaald werk en mantelzorg eerder tot een conflict leidt. Een dergelijk verschil in gedrag en houding van de werkgever kan samenhangen met verschillen in wetgeving, zoals de verlofwetgeving voor mantelzorgers.
30
omvang dat zelfs een combinatie met een voltijdbaan mogelijk is. Dat neemt niet weg dat er mogelijke uitzonderingen zijn, maar die zijn dan te gering in aantal om in ons onderzoek (gebaseerd op een representatieve steekproef van 50 tot 70 jarigen) aan het licht te worden gebracht. Meer zorgwekkend is de conclusie (ook al getrokken in het recente SCP
onderzoek) dat participatie in mantelzorg kan leiden tot depressieverschijnselen, vooral voor vrouwen.
Referenties:
ADV Market Research (2010), Mantelzorg Onderzoeksresultaten, ADV Market Research, Den Dolder.
Arellano, M. & S. Bond (1991), Some tests of specification for panel data: Monte Carlo evidence and an application to employment equations, Review of Economic Studies, 58, 277-297.
Berecki-Gisolf, J., J. Lucke, R. Hockey & A. Dobson (2008), Transitions into informal caregiving and out of paid employment of women in their 50s, Social Science and Medicine, 67(1), 122-127.
Bolin, K., B. Lindgren & P. Lundborg (2008), Your next of kin or your own career? Caring and working among the 50+ of Europe, Journal of Health Economics 27(3), 718-738. Broese van Groenou, M., S. Schakel & N. Tolkacheva (2015), Werk en mantelzorg – een risico
voor de psychische gezondheid? Tijdschrift voor Arbeidsvraagstukken, 31, 393-410 Blundell, R. & S. Bond (1998), Initial conditions and moment restrictions in dynamic panel
data models, Journal of Econometrics, 87(1), 115-143.
Carmichael, F., S. Charles & C. Hulme (2010), Who will care? Employment participation and willingness to supply informal care, Journal of Health Economics 29(1), 182-190. Ciani, E. (2012), Informal adult care and caregivers’ employment in Europe, Labour
Economics, 19(2), 155-164.
Coe, N., & C. van Houtven (2009), Caring for mom and neglecting yourself? The health effects of caring for an elderly parent. Health Economics 18, 991-1010.
31
Dautzenberg, M., J. Diederiks, H. Philipsen, F. Stevens, F. Tan en M. Vernooij-Dassen (2000), The competing demands of paid work and parent care. Middle-aged daughters providing assistance to elderly parents, Research on Aging, 22(2), 165-187. Dykstra, P. en A. van Putten (2010), Mantelzorgende mannen: een kwestie van moeten,
kunnen of willen, Tijdschrift voor Gezondheidswetenschappen, 88(6), 320-328. FNV (2010),
He, D. en P. McHenry (2015), Does employment reduce informal care giving? Health Economics, te verschijnen, DOI: 10.1002/hec.3185.
Heitmüller, A. (2007), The chicken or the egg? Endogeneity in labour market participation of informal carers in England, Journal of Health Economics, 26(3), 536-559.
Houtven, C. van, N. Coe & M. Skira (2013), The effect of individual care on work and wages, Journal of Health Economics, 32(1), 240-252.
Jacobs, J. A Laporte, C. van Houtven en P. Coyle (2014), Caregiving intensity and retirement status in Canada, Social Science & Medicine, 102, 74-82.
Josten, E. & A. de Boer (2015a), Concurrentie tussen Mantelzorg en Betaald Werk, Sociaal Cultureel Planbureau, Den Haag.
Josten, E. & A. de Boer (2015b), Mantelzorg en betaald werk bij mannen en vrouwen, Tijdschrift voor Arbeidsvraagstukken, 31, 414-429.
Kenny, P., M. King & J. Hall (2014), The physical functioning and mental health of informal carers: evidence of care-giving impacts from an Australian population-based cohort, Health and Social Care, 22, 646-659.
Leigh, A. (2010), Informal care and labor market participation, Labour Economics, 17, 140-149.
Lilly, M., A. Laporte & P. Coyte (2010), Do they care too much to work? The influence of caregiving intensity on the labour force participation of unpaid caregivers in Canada, Journal of Health Economics, 29(6), 895-903.
32
Nguyen en Connelly (2014), The effect of unpaid caregiving intensity on labour force participation: Results from a multinomial endogenous treatment model, Social Science & Medicine, 100, 115-122.
Plaisier, I., M. Broese van Groenou en S. Keuzenkamp (2014), Combining work and informal care: the importance of caring organisations, Human Resource Management Journal. (doi: 10.1111/1748-8583.12048).
Prince, M. J., F. Reischies, A. Beekman, R. Fuhrer, C. Jonker, S.L. Kivela, B.A. Lawlor, A. Lobo, H. Magnusson, M. Fichter, H.van Oyen, M. Roelands, I. Skoog, C. Turrina, J.R.
Copeland (1999), Development of the EURO-D scale – a European Union initiative to compare symptoms of depression in 14 European centres. British Journal of
Psychiatry, 174(4), 330-38.
Putten, A. van, J. Vlasblom, P. Dykstra & J. Schippers (2010), The absence of conflict between paid work hours and the provision of instrumental support to elderly parents among middle-aged women and men, Ageing & Society (2010), 30(6), 923-948.
