Consequenties van tijdelijk werk en baanonzekerheid in vier Europese landen

Consequenties van tijdelijk werk en baanonzekerheid in vier Europese landen Hans De Witte, Katharina Na«swall, Antonio Chirumbolo, Sjoerd Goslinga, Johnny Hellgren & Magnus Sverke*

In deze bijdrage wordt onderzocht in hoeverre tijdelijk werk en (de subjectieve perceptie van) baanonzekerheid samengaan met een lagere arbeidstevredenheid en bedrijfsbinding, zoals verondersteld wordt in de literatuur. Tevens wordt nagegaan in hoeverre er zich een interactie voordoet tussen tijdelijk werk en baanonzekerheid. Data uit vier Europese landen (Belgie«, Nederland, Italie« en Zweden) worden gebruikt om robuustheid van de hypothesen te toetsen. Uit de resultaten blijkt dat tijdelijk werk niet samengaat met een verlaging van de arbeidstevredenheid en de bedrijfsbinding. Dit is wel het geval voor werknemers die zich onzeker voelen over hun baan. In twee landen wordt tevens een interactie-effect vastgesteld: enkel voor werknemers met een contract van onbepaalde duur hangt baanonzekerheid samen met een lagere arbeidstevredenheid en bedrijfsbinding. Deze resultaten worden ge|« nterpreteerd vanuit de verbreking van het psychologisch contract bij deze categorie werknemers. Trefwoorden: tijdelijk werk, baanonzekerheid, arbeidstevredenheid, bedrijfsbinding

1 Introductie Onderzoek naar de oorzaken en gevolgen van baanonzekerheid zit de laatste jaren duidelijk ìn de lift'. In hun inleiding tot een themanummer over deze topic kaarten Klandermans en Van Vuuren diverse discussiepunten over deze onderzoekstraditie aan (Klandermans & Van Vuuren, 1999b: 146-148). Ee¨n ervan betreft de wijze waarop men baanonzekerheid kan conceptualiseren. Psycholo gisch onderzoek heeft zich vooral gericht op de studie van baanonzekerheid als de subjectieve perceptie van werknemers (voor een overzicht: Sverke & Hellgren, 2002). Bu«ssing (1999) pleit er echter voor om tevens objectieve operationaliseringen van baanonzekerheid in onderzoek te betrekken, zoals tijdelijke tewerkstelling, waardoor de consequenties ervan gecontrasteerd kunnen worden aan deze van een subjectieve operationalisering. Centraal in een objectieve conceptualisering staat volgens deze auteur de anticipatie van werkloosheid omwil* Affiliaties: Hans De Witte (KULeuven, Belgie«), Antonio Chirumbolo (Universiteit Rome, Italie«), Sjoerd Goslinga (VU Amsterdam, Nederland), Johnny Hellgren, Katharina Na«swall en Magnus Sverke (Stockholm University, Zweden). Het hier gerapporteerde onderzoek is onderdeel van een ruimer Europees project (Èuropean unions in the wake of flexible production', zie: Sverke et al., 2001). Magnus Sverke kreeg hiervoor financiering toegezegd door het `Swedish National Institute for Working Life',via het `Joint Programme for Working Life Research in Europe' (SALTSA). Adres Hans De Witte: Onderzoeksgroep voor Stress, Gezondheid en Welzijn, Departement Psychologie-KULeuven, Tiensestraat 102, B-3000 Leuven, Belgie«. E-mail: [email protected]

Gedrag & Organisatie 2004-17, nr. 3 163

Consequenties van tijdelijk werk en baanonzekerheid

le van bijvoorbeeld de tijdelijkheid van de baan. Een tijdelijke baan is immers per definitie beperkt in de tijd, waardoor de continu|« teit van de tewerkstelling in het gedrang komt (Pearce,1998: 34). In deze bijdrage analyseren we de consequenties van twee conceptualiseringen van baanonzekerheid. We spitsen ons toe op de gevolgen van tijdelijk werk (òbjectieve definitie') en de perceptie van baanonzekerheid (`subjectieve definitie') voor de arbeidstevredenheid en de bedrijfsbetrokkenheid van werknemers.1 Deze twee afhankelijke variabelen vormen immers cruciale dimensies binnen arbeids- en organisatiepsychologisch onderzoek, die van relevantie zijn voor individuele werknemers e¨n voor het bedrijf waarin ze werken (zie bijvoorbeeld Spector, 1997; Meyer & Allen, 1997). De opname van twee verschillende operationaliseringen van baanonzekerheid laat toe om de consequenties van beide vormen te vergelijken. Het biedt tevens de mogelijkheid om de band tussen beide aspecten na te gaan, terwijl ook de interactie tussen beide kan worden geanalyseerd. Bij de keuze voor `tijdelijk werk' als òbjectieve' operationalisering van baanonzekerheid sluiten we ons aan bij een gangbare praktijk in de onderzoeksliteratuur (Bu«ssing, 1999; Pearce, 1998). Een van de additionele bedoelingen van deze bijdrage is om tevens kritisch te evalueren in hoeverre tijdelijk werk inderdaad als òbjectieve' operationalisering van baanonzekerheid kan worden beschouwd.

2 Tijdelijk werk versus `subjectieve' baanonzekerheid 2.1 Tijdelijk werk In Europa wordt tijdelijk werk als een vorm van kwantitatieve (of numerieke) externe flexibiliteit opgevat, omdat het betrekking heeft op het laten fluctueren van het aantal werknemers dat niet tot het eigenlijke bedrijf behoort (cf. De Jonge & Geurts,1997: 198-200). Een arbeidscontract van bepaalde duur, voor een afgebakende hoeveelheid werk, en uitzendarbeid zijn wellicht de meest voorko mende vormen (Reilly, 1998), al worden er in de literatuur nog meer onderscheiden (bijvoorbeeld Aronsson, 1999). Deze vormen van `contractuele flexibiliteit' hebben met elkaar gemeen dat ze een tijdelijke arbeidsrelatie uitdrukken. Pearce beschouwt ze daarom als objectieve vormen van baanonzekerheid, omdat ze gekenmerkt worden door àn independently determined probability that workers will have the same job in the foreseeable future' (Pearce,1998: 34). Contractuele flexibiliteit wordt in belangrijke mate aangestuurd vanuit eco nomische overwegingen (Purcell & Purcell, 1998). De toegenomen internationale competitie zet bedrijven aan tot het vertijdelijken van de arbeidsrelaties van hun werknemers, in een poging om hun werknemersbestand zo efficie«nt mogelijk in te zetten. Het wekt dan ook weinig verwondering dat het percentage werknemers met een tijdelijk contract in de Europese Unie met ongeveer de helft is toegenomen tussen 1985 en 1998: van 8,4% tot 12,8% (Na«tti, 2000). De vaststelling dat contractuele flexibiliteit vooral tegemoetkomt aan de noden van het bedrijfsleven, roept de vraag op naar de consequenties van deze òbjectieve' vorm van baanonzekerheid voor werknemers. Deze consequenties worden in de literatuur hoofdzakelijk geproblematiseerd (bijvoorbeeld Reilly,1998). In de regel wordt immers verondersteld dat tijdelijke tewerkstelling negatieve gevolgen heeft voor het welzijn, de arbeidsattitudes en de bedrijfsbetrokkenheid van individuele werknemers (bijvoorbeeld Berkhoff & Schabracq, 1992; Beard & Edwards,1995). Dit heeft meerdere redenen. Een eerste reden heeft betrekking op deprivatie en (de gevolgen van) sociale vergelijkingsprocessen. In hun `flexible firm'-model stellen Atkinson en Meager

164

Gedrag & Organisatie 2004-17, nr. 3


dat de moderne, flexibele onderneming wordt gekenmerkt door een dualisering tussen een stabiele werknemersgroep, die de kerngroep van de onderneming uitmaakt, en `perifere' groepen die vooral numeriek flexibel zijn (Atkinson & Meager, 1986). De contractueel flexibele werknemers behoren tot de perifere groep in het bedrijf. Deze stelling sluit aan bij de segmenteringstheorie, waarbij een onderscheid gemaakt wordt tussen het primaire en het secundaire segment in de arbeidsmarkt (bijvoorbeeld Steijn & Kraan, 1997). Het primaire segment omvat de `kernfuncties' uit het model van Atkinson en Meager, die gekenmerkt worden door een hoog loon en goede kwaliteit van de arbeid. Het secundaire segment omvat de perifere werknemersgroep. Hun functies worden gekenmerkt door een lager loon en door een minder gunstige kwaliteit van de arbeid. Het samenbrengen van beide theoretische kaders leidt tot de veronderstelling dat tijdelijke werknemers niet als èchte' werknemers van het bedrijf worden beschouwd, waardoor ze gevaar lopen op sociale uitsluiting (bijvoorbeeld Sverke, Gallagher & Hellgren, 2000).Volgens Beard en Edwards (1995) zullen sociale vergelijkingsprocessen met de kernwerknemers ertoe leiden dat de tijdelijken zich als achtergesteld ervaren. Dit leidt tot gevoelens van deprivatie en onrechtvaardigheid. Beard en Edwards documenteren vervolgens dat dergelijke gevoelens onder meer resulteren in een verlaagde arbeidstevredenheid en een reductie van de bedrijfsbinding. Ook vanuit de theorie over het psychologisch contract wordt een negatieve impact van tijdelijke tewerkstelling verwacht (Beard & Edwards, 1995). Het psychologisch contract omvat de (vaak impliciete) wederzijdse verwachtingen tussen werkgevers en werknemers over wat beide partijen aan elkaar verplicht zijn (Rousseau, 1995). Psychologische contracten kunnen op diverse wijzen worden ingedeeld (Rousseau, 1995).Transactionele contracten verwijzen naar een ruilrelatie die uitsluitend gebaseerd is op werkextrinsieke aspecten (zoals loon), en weerspiegelen een kortetermijnperspectief. In relationele contracten worden zo wel intrinsieke als extrinsieke werkaspecten in de ruilverhouding opgenomen, terwijl ze tevens een langer tijdsperspectief omvatten. Symmetrische contracten verwijzen naar een gelijke machtsbalans tussen werkgever en werknemer (Parks & Kidder, 1994). Asymmetrische contracten worden gekenmerkt door een ongelijke machtsbalans. Beard en Edwards (1995) veronderstellen dat een asymmetrisch en transactioneel psychologisch contract kenmerkend is voor tijdelijke werknemers. De werkgever biedt immers geen langetermijnperspectief binnen de organisatie aan, terwijl de meeste beslissingen over het inzetten en de taken van tijdelijken eenzijdig door de werkgever worden genomen. Transactionele en asymmetrische psychologische contracten worden in de literatuur als minder gunstig beschouwd, wat zich onder meer uit in een lagere arbeidstevredenheid en een lagere bedrijfsbetrokkenheid (bijvoorbeeld Rousseau & Parks,1993). De negatieve gevolgen van tijdelijk werk voor het individu kunnen tot slot ook gemotiveerd worden vanuit theoriee«n over werkstress (cf. Sverke et al., 2000). In deze visie bevat tijdelijke tewerkstelling meer belastende jobkenmerken (`stressoren'), die stressreacties of `strains' met zich meebrengen. Deze visie sluit aan bij het hoger behandelde `flexible firm'-model en de segmenteringstheorie, die eveneens stelden dat de arbeid van tijdelijke werknemers van minder goede kwaliteit is. Zo gaat tijdelijk werk gepaard met meer rolambigu|« teit, omdat tijdelijken in sterkere mate nieuw zijn in de organisatie, en dus hun `plaats' nog moeten zoeken (Sverke et al., 2000). Europees onderzoek toont tevens aan dat tijdelijken over minder autonomie beschikken in hun werk (Letourneux, 1998). Rolambigu|« teit en een gebrek aan controlemogelijkheden op het werk zijn klassieke stressoren in werkstressonderzoek, die de arbeidstevredenheid en de bedrijfsbetrokkenheid reduceren (bijvoorbeeld Warr, 1987). De arbeidsomGedrag & Organisatie 2004-17, nr. 3 165


standigheden van tijdelijke werknemers zijn belastender (Letourneux,1998), terwijl tijdelijken tevens minder verdienen, en minder toegang krijgen tot extra voordelen, zoals een bonus of verzekeringspolis (bijvoorbeeld Sels, Forrier, De Witte,Vander Steene & Van Hootegem, 2002).Tijdelijken krijgen ook minder op leiding aangeboden op hun werk (Letourneux, 1998). Tijdelijken geven tot slot nog aan dat ze minder geconsulteerd worden en dat er minder naar hen geluisterd wordt in het bedrijf, waardoor ze de besluitvorming in het bedrijf in mindere mate kunnen be|« nvloeden (Aronsson,1999). De drie zojuist vermelde theoretische perspectieven (deprivatie, psycholo gisch contract en werkstress) leiden alle tot de conclusie dat tijdelijke arbeid negatieve consequenties heeft voor de arbeidstevredenheid en de bedrijfsbetrokkenheid van werknemers. Deze veronderstelling wordt grotendeels bevestigd in onderzoek, al doen er zich daarbij toch ook uitzonderingen voor.Wat de arbeidstevredenheid betreft, stelt Letourneux in haar secundaire analyse inderdaad grotere onvrede vast onder de tijdelijken in vergelijking tot de vasten (Letourneux, 1998). Gelijkaardige vaststellingen werden gedaan in andere onderzoeken (bijvoorbeeld Steijn & Kraan, 1997; Goudswaard, Kraan & Dhondt, 2000; Van Breukelen & Allegro, 2000). De resultaten met betrekking tot de bedrijfsbinding zijn in de regel minder eenduidig. In lijn met de hoger vermelde theoretische verwachtingen stellen diverse onderzoekers inderdaad een lagere bedrijfsbinding vast onder tijdelijke werknemers in vergelijking tot werknemers met een vast contract (bijvoorbeeld Lee & Johnson, 1991; Van Dyne & Ang, 1998; Sverke et al., 2000). In sommige andere onderzoeken worden echter geen verschillen tussen tijdelijke en vaste werknemers vastgesteld (bijvoorbeeld Pearce, 1993; Goudswaard et al., 2000;Van Breukelen & Allegro, 2000). Om onze analyse scherp te stellen luidt hypothese 1: na controle voor relevante achtergrondkenmerken zal tijdelijk werk samengaan met een lagere arbeidstevredenheid (hypothese 1a) en een lagere bedrijfsbinding (hypothese 1b). 2.2 Baanonzekerheid als `subjectieve perceptie' Het psychologisch getinte concept `baanonzekerheid' verwijst naar de bezorgdheid over het voortbestaan van de arbeidsplaats (Hartley, Jacobson, Klandermans & Van Vuuren, 1991). Het betreft dus een subjectieve perceptie van werknemers. Eenzelfde objectieve situatie (bijvoorbeeld het arbeidscontract) kan immers op uiteenlopende wijzen ge|« nterpreteerd worden: sommigen zullen zich onzeker voelen, terwijl daar òbjectief' gezien geen reden toe is, terwijl anderen zich juist zeker zullen voelen over hun job, terwijl ze wellicht ontslagen zullen worden in de nabije toekomst. Typerend voor de subjectieve conceptualisering van baanonzekerheid is vervolgens dat ze betrekking heeft op onzekerheid over de toekomst: het is voor de betrokken werknemers onzeker of ze de huidige arbeidsplaats zullen behouden, dan wel zullen verliezen (Van Vuuren, 1990).Vaak verwijst men in definities van baanonzekerheid nog naar gevoelens van machteloosheid om de gewenste jobcontinu|« teit te behouden (bijvoorbeeld Greenhalgh & Rosenblatt,1984), en naar het ongewenste en onvrijwillige karakter van baanonzekerheid (Sverke & Hellgren, 2002). Recent wordt er onderscheid gemaakt tussen `kwantitatieve' en `kwalitatieve' baanonzekerheid (Hellgren, Sverke & Isaksson, 1999). Kwantitatieve baanonzekerheid heeft betrekking op het behoud (of verlies) van de baan op zich: men is onzeker of men de baan zal kunnen behouden, dan wel werkloos zal worden. Kwalitatieve baanonzekerheid verwijst naar de onzekerheid over het behoud van (gewaardeerde) aspecten van de functie, zoals het loon, de werkuren of de inhoud ervan. In deze bijdrage spitsen we ons toe op `kwantitatieve' baanonzekerheid. Een analyse van de beleving van tijdelijk werk heeft immers hoofdzakelijk

166



betrekking op het behoud van de baan op zich, en minder op het continueren van de kwaliteit ervan. Over de gevolgen van baanonzekerheid kwam gedurende de laatste decennia een vrij omvangrijke onderzoekstraditie tot stand, die de negatieve consequenties ervan documenteerde (bijvoorbeeld Hartley et al.,1991; Klandermans & Van Vuuren, 1999a). Zo werd vastgesteld dat baanonzekerheid een negatieve impact heeft op de gezondheid en het welzijn van werknemers (voor een overzicht, zie bijvoorbeeld: De Witte, 1999; Nolan, Wichert & Burchell, 2000; Sverke & Hellgren, 2002). Baanonzekerheid hangt consistent samen met een lagere score inzake indicatoren van welzijn op het werk. Opvallend is de negatieve samenhang met arbeidstevredenheid, die in haast elke studie wordt teruggevonden (bijvoorbeeld Ashford, Lee & Bobko, 1989; Davey, Kinicki & Scheck, 1997; Hellgren et al., 1999; Hartley et al, 1991; Rosenblatt, Talmud & Ruvio, 1999). Longitudinaal onderzoek bevestigt dat baanonzekerheid deze welzijnsindicatoren causaal beinvloedt, en niet andersom (bijvoorbeeld Van Vuuren, 1990). Baanonzekerheid be|« nvloedt tevens de organisationele attitudes van werknemers, waardoor het eveneens gevolgen heeft voor de organisatie. Zo hangt de perceptie van baanonzekerheid frequent samen met een lagere bedrijfsbinding (bijvoorbeeld Ashford et al., 1989; Davey et al., 1997; Hellgren et al., 1999; Lord & Hartley, 1998), en wantrouwen ten opzichte van de bedrijfsleiding (Ashford et al.,1989). Ter verklaring van de negatieve gevolgen van baanonzekerheid kunnen op nieuw diverse perspectieven worden aangehaald (zie ook: De Witte,1999). Kwantitatieve baanonzekerheid houdt de perceptie in dat men de huidige baan zou kunnen verliezen. Dat dit psychisch belastend werkt, en dus de arbeidstevredenheid verlaagt, is niet verwonderlijk. Arbeid lenigt in onze samenleving immers diverse noden (Jahoda, 1982). Een dreiging met werkloosheid houdt de frustratie van deze noden in, en vormt dan ook een weinig aanlokkelijk toekomstperspectief. Daarnaast houdt baanonzekerheid ook onvoorspelbaarheid in: het is voor de betrokkene onduidelijk wat er in de toekomst zal gebeuren. In zijn `vitamine'-model rekent Warr dit aspect tot een van de negen aspecten van de werksituatie die het psychisch welzijn be|« nvloeden, en documenteert dat onvoorspelbaarheid de arbeidstevredenheid verlaagt (Warr, 1987: 145-161). Tot slot speelt ook onbeheersbaarheid een rol. Dit gebrek aan controle wordt door diverse auteurs als de kern van het fenomeen baanonzekerheid beschouwd (bijvoorbeeld Greenhalgh & Rosenblatt, 1984: 442- 443). Ook dit aspect vormt een centrale component in Warrs `vitamine'-model, dat een belangrijke invloed uitoefent op het psychisch welzijn (Warr,1987: 78-90 en 101-109). De vaststelling dat baanonzekerheid ook de bedrijfsbinding aantast, kan eveneens op diverse wijzen worden ge|« nterpreteerd (Van Vuuren, 1990: 31). Zekerheid over de toekomst van de arbeidsplaats vormt een van de bestanddelen van het `psychologisch contract' tussen werknemer en werkgever.Wanneer deze zekerheid wordt aangetast, dan kan de werknemer dit onevenwicht pogen te herstellen door minder betrokkenheid, interesse en motivatie te vertonen. Daarnaast kan een verlaging van de betrokkenheid bij de organisatie eveneens ge|« nterpreteerd worden als een (passieve) copingsstrategie. Door zich psychisch uit de organisatie terug te trekken, reduceert men op voorhand het belastend karakter van het eventuele verlies van de baan (Dekker & Schaufeli,1995). Hypothese 2 luidt: na controle voor relevante achtergrondkenmerken zal (de subjectieve perceptie van) baanonzekerheid samengaan met een lagere arbeidstevredenheid (hypothese 2a) en een lagere bedrijfsbinding (hypothese 2b). 2.3 De relatie tussen beide vormen van onzekerheid Dat tijdelijk werk (òbjectieve' baanonzekerheid) zal samenhangen met de sub Gedrag & Organisatie 2004-17, nr. 3 167


jectieve perceptie onzeker te zijn over de toekomst van de baan, lijkt gegeven het voorgaande wellicht evident. Diverse auteurs verbinden beide concepten immers expliciet met elkaar. Zo beschouwt Pearce de kans op het verlies van de huidige baan als het kernaspect van tijdelijk werk (Pearce, 1998: 34), terwijl Beard en Edwards de verwachte discontinu|« teit van de baan als kenmerkend beschouwen voor tijdelijk werk (Beard & Edwards,1995: 110). Uit diverse onderzoeken komt dan ook naar voren dat tijdelijke werknemers in sterkere mate onzeker zijn over de toekomst van hun baan (bijvoorbeeld Letourneux, 1998; Sverke et al., 2000;Vandoorne & De Witte, 2002). Deze samenhang blijft bestaan nadat diverse andere demografische kenmerken onder controle worden gehouden (Vandoorne & De Witte, 2002: 138-140). De samenhang tussen tijdelijk werk en baanonzekerheid is echter niet maximaal. Uit de Europese studie van Letourneux blijkt bijvoorbeeld dat ongeveer een kwart van de tijdelijk werkenden hun baan als `zeker' beschouwt, tegenover 66 a© 76% die deze als onzeker ervaart (Letourneux, 1998: 5-6). Dit illustreert opnieuw het deels subjectieve karakter van deze perceptie. Hypothese 3 luidt: na controle voor relevante achtergrondkenmerken zullen werknemers met een tijdelijk contract zich minder zeker voelen over hun job dan werknemers met een contract van onbepaalde duur. De vaststelling dat beide operationaliseringen van `baanonzekerheid' niet perfect met elkaar samenhangen, biedt de mogelijkheid om eë¨n van de hoger vermelde onduidelijkheden uit te klaren. Hoger werd immers aangegeven dat òb jectieve' baanonzekerheid niet steeds samengaat met de verwachte verlaging inzake arbeidstevredenheid en bedrijfsbinding. De `subjectieve' perceptie van baanonzekerheid vertoonde we¨l consistent de verwachte lagere scores met beide afhankelijke variabelen. Deze ìnconsistentie' kan het gevolg zijn van het feit dat de subjectieve variant van baanonzekerheid onder de òbjectieve' variant `verscholen' zit: pas wanneer tijdelijk werk aanleiding geeft tot gevoelens van baanonzekerheid, zullen de hoger besproken negatieve gevolgen optreden (cf. Klandermans & Van Vuuren, 1999b: 146). Deze veronderstelling kan op twee wijzen getoetst worden. De eerste mogelijkheid is de meest expliciete. Daarbij wordt verondersteld dat enkel de subjectieve variant van baanonzekerheid de arbeidstevredenheid en bedrijfsbetrokkenheid negatief be|« nvloedt, wanneer beide vormen van baanonzekerheid statistisch voor elkaar worden uitgezuiverd. Dit leidt tot hypothese 4: na controle voor achtergrondkenmerken en voor het uitoefenen van tijdelijk werk, zal enkel de subjectieve perceptie van baanonzekerheid samenhangen met een lagere arbeidstevredenheid (hypothese 4a) en een lagere bedrijfsbinding (hypothese 4b). De òbjectieve' operationalisering van baanonzekerheid zal niet meer (negatief) met beide attitudes samenhangen. Daarnaast is het ook mogelijk dat er zich een interactie-effect voordoet (mo derator-effect). Het is immers mogelijk dat beide vormen van baanonzekerheid elkaar multiplicatief versterken, zoals dat wel vaker het geval is in werkstressonderzoek (zie bijvoorbeeld Koslowsky, 1998). Dit impliceert dat het gecombineerde effect van beide stressoren tot een nog lagere score leidt inzake arbeidstevredenheid en bedrijfsbinding dan de `loutere' optelling van het negatieve effect van beide stressoren afzonderlijk. De laagste score wordt daarbij verwacht bij de werknemers die tijdelijk werken e¨n onzeker zijn over hun job. We noemen deze hypothese de ìntensifie«ringshypothese'. Er is nog een alternatieve hypothese mogelijk, die betrekking heeft op een to taal ander interactie-effect. Het is immers mogelijk dat baanonzekerheid een ander effect heeft voor vaste werknemers dan voor tijdelijken. Om dit inzichtelijk te maken doen we opnieuw beroep op de notie van het psychologisch contract

168



(Rousseau, 1995). De balansidee staat centraal in het psychologisch contract: de ìnput' van werkgever en werknemer dient in evenwicht te zijn. Het is echter mogelijk dat er een verschil bestaat tussen tijdelijke en vaste medewerkers met betrekking tot de verwachting dat het psychologisch contract baanzekerheid inhoudt. Waarschijnlijk verwachten vooral vaste werknemers dat de werkgever baanzekerheid biedt. Ze kregen van hun werkgever immers een contract van onbepaalde duur aangeboden. Wanneer ze geconfronteerd worden met baanonzekerheid, dan wordt dat wellicht vooral door deze werknemerscategorie als een eenzijdige verbreking van het psychologisch contract ervaren, met negatieve gevolgen voor hun arbeidstevredenheid en bedrijfsbetrokkenheid.Voor de tijdelijke werknemers behoort de verwachting van baanzekerheid wellicht in mindere mate tot hun psychologisch contract. Zij kregen immers enkel een contract van bepaalde duur aangeboden door hun werkgever. De perceptie van baanonzekerheid wordt voor hen in deze redenering daarom niet (of in mindere mate) als een verbreking van het psychologisch contract aangevoeld, omdat dit `contract' niet in baanzekerheid voorzag. In deze optiek wordt het meest negatieve effect verwacht bij de vaste werknemers die zich onzeker voelen over hun baan. We noemen deze hypothese de `schendingshypothese'. Hypothese 5 luidt dat er zich een interactie-effect zal voordoen tussen tijdelijk werk en de subjectieve perceptie van baanonzekerheid met betrekking tot het bepalen van de arbeidstevredenheid (hypothese 5a) en de bedrijfsbetrokkenheid (hypothese 5b). Uit exploratieve overwegingen laten we open of dit interactie-effect in de lijn ligt van de intensifie«ringshypothese of de schendingshypo these. Dit zal achteraf gee«xploreerd worden.

3 Methode 3.1 Globaal onderzoeksopzet De geanalyseerde data maken deel uit van een ruimer Europees vergelijkend onderzoek naar de gevolgen van baanonzekerheid (voor meer informatie, zie: Sverke, Hellgren, Na«swall, Chirumbolo, De Witte & Goslinga, 2001).Vier Europese landen werden in dit project betrokken: Belgie«, Nederland, Italie« en Zweden. In deze landen werden gelijkaardige datasets verzameld (Italie« ) of opgezocht (de overige drie landen) om deze problematiek te bestuderen. Het betreft dus hoofdzakelijk secundaire analyses van reeds verzamelde data. In deze bijdrage zijn we vooral ge|« nteresseerd in de robuustheid van onze hypothesen: de vergelijking van de vier landen dient in eerste instantie om na te gaan in hoeverre de resultaten met betrekking tot de diverse hypothesen kunnen worden gegeneraliseerd. Een specifieke verklaring van verschillen in resultaten tussen landen vormt dus niet het hoofdopzet van deze analyse, al zal in het besluit natuurlijk wel worden gereflecteerd over enkele verschillen die uit de analyse naar voren komen. Om die reden gaan we niet verder in op de verschillen in bijvoorbeeld de arbeidsmarkt tussen de vier landen. Een uitvoeriger vergelijking van de landen naar contextvariabelen (zoals werkloosheid en tijdelijk werk) kan elders worden geconsulteerd (Sverke, Hellgren, Na«swall, Chirumbolo, De Witte & Goslinga, 2004). 3.2. Steekproeven We overlopen kort de voornaamste vaststellingen met betrekking tot de steekproeven en procedures. Voor meer informatie verwijzen we naar het uitgebreidere technische rapport (Sverke et al., 2001). De Belgische data werden in het najaar van 1998 via een post-enqueªte verzaGedrag & Organisatie 2004-17, nr. 3 169


meld in de drie landsdelen. Het survey richtte zich tot werknemers uit de prive¨-sector, die tewerkgesteld waren in bedrijven met minstens vijf werknemers. In een representatief staal van 116 bedrijven werden op toevallige, doch proportionele wijze 3003 vragenlijsten verdeeld. In totaal stuurden 1120 werknemers hun vragenlijst ingevuld terug. Dit vormt een respons van ongeveer 37,3%. De gemiddelde leeftijd bedroeg 36,8 jaar en 65,3% onder hen was man.Van de respondenten werkte 5,9 % met een tijdelijk contract, en 9 % werkte deeltijds. De steekproef was heterogeen samengesteld inzake opleidingsniveau. Ongeveer 35% van de respondenten werkte als (hand)arbeider, en 28% als professional of manager (hogere employees). De overigen werkten als lagere bedienden (èmployees'). In Nederland werden de data verzameld als onderdeel van het longitudinaal panel dat gehouden wordt onder leden van de christelijke vakbond CNV. Dit telefonische survey heeft dus enkel betrekking op vakbondsleden. De data in dit artikel werden in de zomer van 1999 verzameld (`golf 13', responspercentage: 50 %). In totaal namen 799 leden deel aan het survey. Hun gemiddelde leeftijd bedraagt 42,8 jaar, en 72,5% onder hen is man. Ongeveer 10,5% van de respondenten was in tijdelijke dienst, en 20 % werkte deeltijds. Qua opleidingsniveau is de steekproef heterogeen samengesteld. Ongeveer een kwart van de respondenten werkte als (hand)arbeider (24%), en een ongeveer even grote groep (23%) als professional of manager (`hogere employees'). De data in Italie« werden specifiek voor dit onderzoek verzameld in 2000 via een post-enqueªte. In totaal stuurden 476 werknemers een ingevulde vragenlijst terug (responspercentage: 55%). De gemiddelde leeftijd bedroeg 38,3 jaar, en 68% van de respondenten was man. Ongeveer 10 % van de respondenten werkte in tijdelijk verband, en 6% werkte deeltijds. Ook in Italie« was de steekproef heterogeen inzake opleidingsniveau, terwijl er ditmaal ook respondenten uit de publieke sector in de steekproef aanwezig waren (77,5% werkte in de prive¨-sector; de overigen in de publieke sector). Ongeveer een kwart van de respondenten werkte als (hand)arbeider (24%), en een ongeveer even grote groep (22%) als pro fessional of manager (`hogere employees'). In Zweden tot slot, werden de data verzameld door middel van een post-enqueªte bij twee grote ziekenhuizen die geherstructureerd werden. Alle werknemers ontvingen thuis een vragenlijst, en 1501 onder hen stuurden deze ingevuld terug (responspercentage: 61%). Gemiddeld genomen waren de respondenten 42,6 jaar oud, en 82% onder hen was vrouw. Onder de respondenten werkte 16,7% met een tijdelijk contract, en 38% deeltijds. In de vragenlijst werd het opleidingsniveau niet nagevraagd. Ook deze steekproef was heterogeen samengesteld naar beroepspositie: 26% werkte als (hand)arbeider en16% als professional of manager. De steekproeven zijn dus qua samenstelling niet identiek. Dit hoeft voor onze opzet echter geen nadeel te zijn. Het doel van dit onderzoek is immers niet om een landenvergelijkende studie uit te voeren, doch om de robuustheid van onze hypothesen te toetsen in diverse contexten. Het gebruik van deels verschillende steekproeven vergroot deze mogelijkheid juist. 3.3 Meetinstrumenten In alle surveys werd een aantal achtergrondkenmerken in kaart gebracht, zoals geslacht en leeftijd. Sommige achtergrondkenmerken werden echter niet in elke vragenlijst in kaart gebracht (bijvoorbeeld opleidingsniveau en beroepspositie). Het tijdelijke versus permanente karakter van het arbeidscontract (òbjectieve operationalisering baanonzekerheid') werd in alle landen nagevraagd via eë¨n enkele vraag: `Werkt u met een contract van bepaalde duur (tijdelijk werk) of met een contract van onbepaalde duur (vast werk)?'2 Het percentage respondenten

170



met een tijdelijk contract was 5,9 % in Belgie«, 10,5% in Nederland, 10 % in Italie« en 16,7% in Zweden. De concepten baanonzekerheid en bedrijfsbetrokkenheid werden met meerdere items geoperationaliseerd. Alle items werden beoordeeld op een 5-puntenschaal (`1' = `niet akkoord' en `5' = àkkoord'). Per land werd telkens een factoranalyse uitgevoerd, om na te gaan in hoeverre de diverse items naar eenzelfde concept verwijzen (voor gedetailleerde informatie, zie: Sverke et al., 2001). Daarna werden per concept schalen gevormd.3 Een hoge score op de schaal impliceert steeds een grotere instemming met het concept dat in de titel van de schaal wordt vermeld. Het concept `(subjectieve) baanonzekerheid' werd in alle landen gemeten met drie items, die ontleend werden aan Ashford et al. (Ashford et al., 1989) en De Witte (De Witte, 2000). Deze items verwijzen naar twee dimensies van baanonzekerheid: een cognitieve (bijvoorbeeld Ìk ben er zeker van dat ik mijn baan kan behouden', gespiegeld), en een affectieve (bijvoorbeeld Ìk ben bang dat ik ontslagen zal worden').4 Een hogere score op de schaal wijst op meer baanonzekerheid. De bekomen schalen zijn voldoende betrouwbaar in Belgie«, Nederland en Zweden (Cronbachs Alpha varieert er tussen 0,77 en 0,82). De betrouwbaarheid van deze schaal is wat zwakker in Italie« (Cronbachs alpha = 0,67). De respondenten in de diverse landen voelen zich slechts in beperkte mate onzeker over hun baan (scores tussen 1,79 en 2,45 op een 5-puntenschaal). Het concept àrbeidstevredenheid' werd in de vier landen met slechts eë¨n item gemeten. De respondenten dienden de uitspraak Ìk ben tevreden over mijn werk' te beoordelen op een 5-puntenschaal (`1' = `niet akkoord' en `5' = àkkoord'). Een hoge score duidt dus op meer tevredenheid. Uit een meta-analyse met betrekking tot het concept arbeidstevredenheid blijkt dat het verdedigbaar is om dit concept met slechts eë¨n item te meten (Wanous et al., 1997). De respondenten in de diverse landen zijn over het algemeen tevreden over hun werk (gemiddelden tussen 3,53 en 3,86 op een 5-puntenschaal). Het concept `bedrijfsbinding' (of bedrijfsbetrokkenheid') werd in de vier landen met dezelfde vier items gemeten (voorbeelditems: Ìk voel me sterk verbonden met mijn organisatie of bedrijf'en `Mijn organisatie of bedrijf betekent veel voor mij'). Daarmee werd gekozen voor het concept àffectieve binding'. Deze items werden ontleend aan de schaal van Meyer & Allen (1997). Ook hier konden betrouwbare schalen worden gevormd in drie landen (Cronbachs alpha tussen 0,70 en 0,84), met een wat zwakkere schaal in Zweden (Cronbachs alpha = 0,65). Een hoge score duidt op een sterkere (affectieve) bedrijfsbinding. De bedrijfsbinding ligt iets lager in Zweden (gemiddelde = 2,70), wat wellicht te wijten is aan de specifieke context waarin de gegevens verzameld werden (herstructureringen). In de drie overige landen scoren de respondenten aan de positieve zijde van de schaal (scores tussen 3,22 en 3,58). 3.4 Analyses De meeste hypothesen worden getoetst via (Pearson) correlaties en regressieanalyse. Hypothese 3, over de samenhang tussen baanonzekerheid en het uitvoeren van tijdelijk werk, wordt getoetst via een variantieanalyse, waarna een meervoudige classificatieanalyse wordt uitgevoerd (Nie, Hull, Jenkins, Steinbrenner & Bent, 1975: 410- 418). Deze methode laat toe om de gemiddelde scores voor baanonzekerheid voor tijdelijken versus vaste werknemers uit te zuiveren voor de invloed van de andere achtergrondkenmerken. Respondenten met ontbrekende scores op een of meer variabelen werden uit alle analyses geweerd (`listwise deletion'). De omvang van de diverse steekproeven wordt daardoor iets gereduceerd.5 Bij het toetsen van de hypothesen worden steeds vier achtergrondkenmerken (geslacht, leeftijd, beroepspositie en voltijds versus deeltijds werkend) Gedrag & Organisatie 2004-17, nr. 3 171


onder controle gehouden. Deze achtergrondkenmerken en het (al dan niet) tijdelijk werken werden, waar nodig, als dummy in de analyses ingevoerd. De variabelen waarvoor gecontroleerd wordt, werden beperkt tot die variabelen die in de vier datasets aanwezig zijn. Dit vergroot de onderlinge vergelijkbaarheid van de resultaten.6 Bij het uitvoeren van de regressieanalyses volgen we de procedure die gesuggereerd wordt door Aiken en West (1991). De diverse predictoren werden eerst gecentreerd. Daarna werden de gecentreerde predictoren `tijdelijk werk' en `baanonzekerheid' met elkaar vermenigvuldigd, waarna ze als interactieterm in de regressieanalyse werden ingevoerd. De regressies werden voor elk land afzonderlijk uitgevoerd. Dit gebeurde voor de twee afhankelijke variabelen afzonderlijk: eë¨n met arbeidstevredenheid en eë¨n met bedrijfsbinding als criterium. De regressies werden telkens in vier stappen uitgevoerd (hie«rarchische opbouw). De eerste stap bevat uitsluitend de vier achtergrondvariabelen. In de tweede stap werd de variabele tijdelijk werk aan het model toegevoegd. In de derde stap werd baanonzekerheid aan het vorige model toegevoegd, en in de vierde stap de interactieterm tussen tijdelijk werk en baanonzekerheid. Op deze wijze valt de afzonderlijke bijdrage van de diverse predictoren duidelijk te traceren.

4 Resultaten Omdat de analyses betrekking hebben op drie verschillende afhankelijke variabelen (respectievelijk (subjectieve) baanonzekerheid, arbeidstevredenheid en bedrijfsbinding), bespreken we de resultaten per afhankelijke variabele. De bespreking van de toetsing van de hypothesen zal daarom in een iets andere volgorde verlopen dan de volgorde die in het vorige onderdeel werd doorlopen. 4.1 Subjectieve baanonzekerheid als afhankelijke variabele Hypothese 3 houdt in dat werknemers met een tijdelijk contract zich (na controle voor relevante achtergrondkenmerken) minder zeker voelen over hun job dan werknemers met een contract van onbepaalde duur. Het al dan niet uitvoeren van tijdelijk werk werd samen met de vier achtergrondkenmerken ingevoerd in een variantieanalyse met baanonzekerheid als afhankelijke variabele, waarna de gemiddelden van tijdelijke versus vaste werknemers herberekend werden, na uitzuivering voor de overige achtergrondkenmerken. De leeftijd van de responTabel 1 Verschillen in baanonzekerheid tussen tijdelijke werknemers en werknemers met een contract van onbepaalde duur in vier Europese landen. Resultaten van een meervoudige classificatieanalyse na variantieanalyse Baanonzekerheid (gemiddelde score)³ ^ Vaste werknemers ^ Tijdelijke werknemers Beªta F-waarde Vrijheidsgraden

Belgie«

Nederland

Italie«

Zweden

2,18 2,66 0,12*** 16,31*** (1,1046)

1,81 2,43 0,26*** 20,05*** (1,309)

2,40 2,70 0,09(*) 3,40(*) (1,385)

1,62 2,57 0,33*** 139,37*** (1,1212)

(*) : 0,10 > P > 0,05; *** : P < 0,001 ³ 5-puntenschaal (1 = weinig baanonzekerheid; 5 = veel baanonderzekerheid). De gemiddelden werden herberekend en de invloed van leeftijd, geslacht, beroepspositie en deeltijds werken werd uit het gemiddelde uitgezuiverd via een meervoudige classificatieanalyse.

172



denten werd gehercodeerd, door deze variabele in drie groepen in te delen. Tabel 1 bevat deze resultaten. Uit tabel 1 blijkt dat de variabele `vast versus tijdelijk werk' significant samenhangt met baanonzekerheid in drie van de vier landen, nadat achtergrondkenmerken onder controle worden gehouden. In Zweden en Nederland is dit auto nome effect zelfs vrij sterk (beªta's respectievelijk 0,33 en 0,26; p telkens < 0,001). Enkel in Italie« is deze samenhang niet significant (p = 0,066). Uit tabel 1 blijkt verder dat de gemiddelden inzake baanonzekerheid op de verwachte wijze van elkaar verschillen: werknemers met een tijdelijk contract voelen zich in alle landen onzekerder over hun baan dan werknemers met een contract van onbepaalde duur. Enkel in Italie« is dit effect echter (nipt) niet significant. Hypothese 3 wordt dus bevestigd in drie van de vier landen. 4.2 Arbeidstevredenheid als afhankelijke variabele Tabel 2 bevat de resultaten voor de regressieanalyse met arbeidstevredenheid als afhankelijke variabele. Toegespitst op arbeidstevredenheid luidt hypothese 1 dat tijdelijk werk samengaat met een lagere arbeidstevredenheid, nadat de diverse achtergrondkenmerken onder controle gehouden worden (hypothese 1a). De initie«le (`nuldeorde') correlatie tussen tijdelijk werk en arbeidstevredenheid is niet significant in drie landen (Belgie«, Nederland en Zweden), terwijl deze correlatie zwak positief is in Italie« (r = 0,12, p < 0,05). Dit laatste is in tegenstrijd met hypothese 1a, omdat we juist een negatief verband verwachten. Na regressieanalyse ^ en dus na controle voor de achtergrondkenmerken ^ wordt precies hetzelfde vastgesteld (zie de tweede kolom van de analyses in elk land afzonderlijk). Hypothese 1a wordt dus over de hele lijn verworpen. Tijdelijk werk gaat in geen van de vier landen samen met een lagere arbeidstevredenheid. Hypothese 2a luidt dat (subjectieve) baanonzekerheid samengaat met een lagere arbeidstevredenheid, nadat de diverse achtergrondkenmerken onder controle gehouden worden. De nulde- ordecorrelaties tussen baanonzekerheid en jobsatisfactie zijn zoals verwacht significant negatief in de vier landen (correlaties tussen 0,12 (p < 0,01) en 0,32 (p < 0,001)). Uit tabel 2 kan worden afgeleid dat deze samenhangen quasi identiek blijven na regressieanalyse (zie de derde kolom van de analyses in elk land afzonderlijk).7 Hypothese 2a wordt dus in alle landen bevestigd. In elk land hangt baanonzekerheid zoals verwacht samen met een lagere arbeidstevredenheid, na controle voor alle andere variabelen in de analyse. Daarmee kan tevens een conclusie getrokken worden met betrekking tot hypo these 4a (zie opnieuw de derde kolom van de analyses in elk land afzonderlijk). Deze luidt dat enkel subjectieve baanonzekerheid met een lagere jobsatisfactie samenhangt. De objectieve operationalisering (tijdelijk werk) zou hier ^ na controle voor de overige variabelen ^ niet meer significant mee samenhangen. Uit de regressieanalyses kan inderdaad worden afgeleid dat enkel baanonzekerheid (als subjectieve variant) negatief samenhangt met arbeidstevredenheid. Dit geldt voor de vier onderzochte landen. Hypothese 4a wordt dus overal bevestigd. Daarbij komt tevens een opvallende vaststelling naar voor. Na controle voor de achtergrondkenmerken e¨n (subjectieve) baanonzekerheid wordt de coe«fficie«nt voor tijdelijk werk significant positief in twee landen (beªta wordt 0,10 in Nederland en 0,08 in Zweden, telkens p < 0,05), terwijl deze significant positief blijft in Italie« (beªta = 0,15; p < 0,05). Na controle voor baanonzekerheid wordt in drie landen dus het omgekeerde vastgesteld van hypothese 1a: de arbeidstevredenheid ligt er hoger bij tijdelijk werkenden. Hypothese 5a tot slot, houdt in dat er zich een interactie-effect zal voordoen Gedrag & Organisatie 2004 -17, nr. 3 173

174

Gedrag & Organisatie 2004-17, nr. 3 -.14** .00 .00 .13* -.15** / / / .24 .06 5.42*** (5,449)

Italie«

Zweden .15*** .15*** .13*** .14*** -.10* -.10* -.12* .10*** .09** .11*** .11*** .04 .04 .01 -.03 -.03 -.04 -.04 .02 .03 .00 .08** .09** .08** .12* .09** .12* .11* -.03 -.03 -.04 -.14** -.17*** -.14** -.04 / .03 .08* .11* .11* .15** .06* -.33*** / / -.14*** / -.32** -.19*** .07 / / / / / .09** .26 .41 .41 .19 .20 .25 .26 .07 .17 .17 .04 .04 .06 .07 5.36*** 12.49*** 11.14*** 11.46*** 9.70*** 12.55*** 12.14*** (6,448) (7,435) (8,434) (5,1443) (6,1442) (7,1366) (8,1365)

Een hogere score weerspiegelt respectievelijk vrouwen, arbeiders, professionals/managers, deeltijdsen en tijdelijke werknemers. Interactie tussen baanonzekerheid en tijdelijk werk. *: .05 > P > .01; **: .01 > P > .001; ***: P < .001.

Dummy-variabele.

-.02 -.02 -.05 -.03 .07* .07* .04 .04 .00 .00 -.01 -.00 .01 .01 -.04 -.04 .03 .03 .10** .02 .02 .10** .10** .10** .05 .05 .05 .05 .03 .02 .07* .07* -.09 -.07 -.08 -.09 .02 .02 .04 .04 .10* .10* / .06 .04 .00 / .01 -.30*** -.30*** / / -.14** -.14** / / / .00 .07* / / / / / .18 .18 .12 .12 .31 .32 .10 .12 .01 .01 .10 .10 .01 .01 .03 .03 3.04* 2.55* 16.35*** 14.83*** 1.44 1.56 3.03** 2.65** (5,1095) (6,1094) (7,1066) (8,1065) (5,605) (6,604) (7,603) (8,602)

Nederland

Belgie«

Predictoren

Resultaten van de regressieanalyses met arbeidstevredenheid als afhankelijke variabele (beªta-coe«fficie«nten)

Leeftijd Geslacht Arbeiders Prof./managers Deeltijds Tijdelijk werk Jobonzekerheid Interactie R R2 F-waarde Vrijheidsgraden

Tabel 2



tussen tijdelijk werk en baanonzekerheid, bij het bepalen van de arbeidstevredenheid. Om dit te toetsen werd een interactieterm aan de regressieanalyse toegevoegd (zie de vierde kolom van de analyses in elk land afzonderlijk). Deze interactieterm is significant in Belgie« (beªta = 0,07; p < 0,05) en Zweden (beªta = 0,09; p < 0,01), doch niet in de twee overige landen. Hypothese 5a wordt dus slechts gedeeltelijk bevestigd. Om na te gaan in hoeverre de vastgestelde interactie tussen tijdelijk werk en baanonzekerheid in de lijn ligt van de ìntensifie«ringshypothese' of de `schendingshypothese', werd de variabele `baanonzekerheid' gedichotomiseerd (mediaan-split in beide landen afzonderlijk). Deze gedichotomiseerde variabele werd dan gekruist aan het al dan niet uitvoeren van tijdelijk werk, waarna voor elke combinatie de gemiddelde score voor arbeidstevredenheid werd berekend. Deze scores werden in figuur gezet voor Belgie« (figuur 1) en Zweden (figuur 2). De resultaten voor Belgie« (figuur 1) liggen in lijn van de `schendingshypothese'. Bij werknemers met een tijdelijk contract komt er immers geen significant verschil voor tussen hen die onzeker zijn over hun baan (gemiddelde: 3,77) en zij die er zeker over zijn (gemiddelde: 3,85; t-waarde = 0,29; df = 61; n.s.). Onder de werknemers met een contract van onbepaalde duur verschillen beide groepen we¨l significant van elkaar: zij die zich onzeker voelen over hun baan scoren significant lager inzake arbeidstevredenheid dan zij die zich zeker voelen over het voortbestaan van hun baan (scores respectievelijk 3,61 en 4,07; t-waarde = 8,03; df = 1015; p < 0,001). Enkel onder de `vaste' werknemers hangt baanonzekerheid dus samen met een verlaging van de arbeidstevredenheid. De resultaten voor Zweden (figuur 2) sluiten nauw aan bij de vaststellingen in Belgie«. Ook hier bevestigen de resultaten de `schendingshypothese'. Opnieuw wordt er geen significant verschil in arbeidstevredenheid vastgesteld tussen de tijdelijke werknemers die zeker of onzeker zijn over hun baan (gemiddeldes respectievelijk 3,68 en 3,78; t-waarde = 0,69; df = 226; n.s.). Het verschil tussen de baanzekere en baanonzekere groep is onder de werknemers met een `vast' contract echter opvallend, e¨n in de lijn van de schendingshypothese: onzekerheid hangt bij de vaste werknemers samen met een lagere arbeidstevredenheid (gemiddeld 3,57 versus 4,0 bij de vasten die zeker zijn over hun baan; t-waarde = 7,17; df = 1144; p < 0,001).

4,2 4,1

4,07

Arbeidstevredenheid

4 3,9 3,8

3,85 3,77

Vast

3,61

Tijdelijk

3,7 3,6 3,5 3,4 3,3 Laag

Hoog

Jobonzekerheid

Figuur 1 Interactie tussen tijdelijk werk en baanonzekerheid met betrekking tot arbeidstevredenheid in Belgie«

Gedrag & Organisatie 2004 -17, nr. 3 175

Arbeidstevredenheid

Consequenties van tijdelijk werk en baanonzekerheid 4,1 4 3,9 3,8 3,7 3,6 3,5 3,4 3,3

4 3,78 3,68

Vast Tijdelijk

3,57

Laag

Hoog

Jobonzekerheid

Figuur 2 Interactie tussen tijdelijk werk en baanonzekerheid met betrekking tot arbeidstevredenheid in Zweden

4.3 Bedrijfsbinding als afhankelijke variabele We volgen in dit onderdeel dezelfde volgorde als bij de bespreking van de resultaten over de arbeidstevredenheid. Tabel 3 bevat de resultaten voor de regressieanalyse met bedrijfsbinding als afhankelijke variabele. Hypothese 1b heeft betrekking op de samenhang tussen tijdelijk werk en de bedrijfsbinding van werknemers: tijdelijken zouden ^ na controle voor andere variabelen ^ een lagere binding met de organisatie vertonen. De initie«le (nuldeorde) correlaties tussen beide variabelen zijn ^ in lijn van hypothese 1b ^ zwak negatief in twee landen (Belgie« : r = 0,06 (p < 0,05) en Zweden: r = 0,09 (p < 0,01)). In de twee andere landen is dit initie«le verband niet significant. Na regressieanalyse ^ en dus na controle voor de achtergrondkenmerken ^ hangt tijdelijk werk in geen enkel land significant samen met de bedrijfsbinding (zie de tweede kolom van de analyses in elk land afzonderlijk). Ook hypothese 1b wordt dus over de hele lijn verworpen.Tijdelijk werk gaat in geen van de vier landen samen met een lagere bedrijfsbinding. Hypothese 2b luidt dat baanonzekerheid negatief correleert met bedrijfsbinding. In drie van de vier onderzochte landen liggen de initie«le correlaties inderdaad in de lijn van deze hypothese (correlaties tussen 0,18 en 0,21; p telkens < 0,001). Enkel in Zweden wordt deze samenhang niet vastgesteld (r = 0,04; n.s.). Deze initie«le samenhangen worden haast niet gewijzigd na regressieanalyse: in Belgie«, Nederland en Italie« wordt hypothese 2b bevestigd (zie de derde kolom van de analyses in elk land afzonderlijk).8 In deze landen vertonen baanonzekere werknemers inderdaad een lagere bedrijfsbinding. Enkel Zweden vormt hierop een uitzondering: in dit land wordt geen significante samenhang tussen beide variabelen vastgesteld. Hypothese 4b hield in dat enkel subjectieve baanonzekerheid een negatieve samenhang zou vertonen met de bedrijfsbinding. Tijdelijk werk zou er, na controle voor alle andere variabelen, geen significante (negatieve) samenhang meer mee vertonen. Uit het voorgaande (zie de derde kolom van de analyses in elk land afzonderlijk) kan worden geconcludeerd dat deze hypothese grotendeels wordt bevestigd. In drie landen wordt inderdaad vastgesteld dat enkel de subjectieve vorm van baanonzekerheid negatief samenhangt met de bedrijfsbetrokkenheid. In Zweden hangt baanonzekerheid niet met de bedrijfsbinding samen, wat in strijd is met de verwachting.

176


Zweden

Een hogere score weerspiegelt respectievelijk vrouwen, arbeiders, professionals/managers, deeltijdsen en tijdelijke werknemers. Interactie tussen baanonzekerheid en tijdelijk werk. *: 0,05>P>0,01; **: 0,01>P>0,001; ***: P<0,001.

Dummy-variabele.

.29*** .29*** .29*** .30*** .05 .05 .00 .02 .11** .11** .10* .17*** .18*** .09* .15*** .15*** -.01 -.01 -.00 -.01 -.18** -.17** -.16** -.16** .12** .13** .11* .12* -.09** -.06 -.05 -.09** .02 .02 .02 .03 -.04 -.03 -.07 -.07 .10* .10* .09* .09* .06 .07 .06 .06 .07* .06* .07* .07* -.02 -.01 -.00 -.01 .11** .12** .11** .17*** .15*** .15*** .11** .18*** -.08** -.08** -.07** -.07** -.11* -.07 -.07 -.09* -.12** -.13** -.14** -.14** .03 .02 .02 .03 .02 .00 .01 .10* .06 / / .07 .08* .10* / .03 .00 -.04 / -.01 / -.02 -.05 / -.19*** -.20*** / / -.20*** -.19*** / / -.19*** -.19*** / / / / .09** / / .08 / / / -.05 / / / / .08* / .21 .22 .28 .29 .32 .32 .32 .32 .27 .27 .33 .33 .18 .19 .27 .27 .05 .08 .08 .10 .10 .10 .11 .07 .07 .11 .11 .03 .03 .07 .07 .04 17.29*** 14.44*** 17.96*** 16.46*** 4.27** 3.65** 6.64*** 5.99*** 4.03** 3.68** 5.45*** 5.00*** 33.14*** 27.65*** 21.94*** 20.39*** (5,1071) (6,1070) (7,1050) (8,1049) (5,605) (6,604) (7,603) (8,602) (5,443) (6,442) (7,431) (8,430) (5,1415) (6,1414) (7,1352) (8,1351)

Italie«

Leeftijd Geslacht Arbeiders Prof./managers Deeltijds Tijdelijk werk Jobonzekerheid Interactie R R2 F-waarde Vrijheidsgraden

Nederland

Belgie«

Resultaten van de regressieanalyses met bedrijfsbinding als afhankelijke variabele (beªta-coe«fficie«nten

Predictoren

Tabel 3




Bedrijfsbinding

Opnieuw doet er zich bij deze analyse een opvallende vaststelling voor. Zoals ook het geval was bij de analyse van de arbeidstevredenheid, wordt de samenhang tussen tijdelijk werk en bedrijfsbetrokkenheid significant positief in Nederland en Italie«, wanneer we de achtergrondkenmerken e¨n (subjectieve) baanonzekerheid statistisch onder controle houden (beªta = 0,08 (p < 0,05) in Nederland en 0,10 (p < 0,05) in Italie« ). Na controle voor baanonzekerheid wordt in twee landen dus het omgekeerde vastgesteld van hypothese 1b: de bedrijfsbinding ligt er hoger bij tijdelijk werkenden.9 Ook met betrekking tot de bedrijfsbinding als criteriumvariabele werd de interactieterm tussen baanonzekerheid en tijdelijk werk getoetst (hypothese 5b; zie de vierde kolom van de analyses in elk land afzonderlijk). Uit tabel 3 kan worden opgemaakt dat dit interactie-effect slechts significant is in twee landen: Belgie« en Zweden. Deze coe«fficie«nten zijn echter eerder zwak (beªta is in Belgie« 0,08 (p < 0,05) en 0,09 (p < 0,01) in Zweden). Ook met betrekking tot de bedrijfsbinding wordt hypothese 5 dus slechts gedeeltelijk bevestigd. Opnieuw werd de variabele `baanonzekerheid' gedichotomiseerd (mediaan-split in beide landen afzonderlijk), en gekruist aan het al dan niet uitvoeren van tijdelijk werk, waarna voor elke conditie de gemiddelde score voor bedrijfsbinding werd berekend. Deze scores werden in figuur gezet voor Belgie« (figuur 3) en Zweden (figuur 4). De resultaten voor Belgie« (figuur 3) liggen in lijn van de `schendingshypothese'. Enkel onder de werknemers met een vast contract doet er zich een significant verschil voor tussen baanzekere en baanonzekere respondenten: de onzekere respondenten vertonen een significant lagere bedrijfsbinding (gemiddelde score respectievelijk 3,6 en 3,30; t-waarde = 5,88; df = 1000; p < 0,001). Onder de werknemers met een tijdelijk contract doet er zich geen significant verschil voor tussen de baanzekere en baanonzekere werknemers (gemiddelde score respectievelijk: 3,14 en 3,29; t-waarde = 0,63, df = 60; n.s.). Baanonzekerheid lijkt dus enkel bij de `vaste' werknemers gepaard te gaan aan een lagere betrokkenheid bij de organisatie. De resultaten in Zweden sluiten opnieuw aan bij resultaten die in Belgie« worden vastgesteld. Ook ditmaal doet er zich een significant verschil voor binnen de groep werknemers met een contract van onbepaalde duur (gemiddelde score: 2,79 voor de baanzekeren en 2,67 voor de baanonzekeren; t-waarde = 2,16, df = 1132; p < 0,05): de onzekere werknemers scoren in deze categorie lager inzake bedrijfsbinding dan de zekere werknemers. Het verschil tussen beide categorieen ligt dus in lijn van de schendingshypothese, al is het verschil (en de signifi-

3,8 3,6 3,4 3,2 3 2,8

3,6 3,14

Laag

3,29 3,3

Vast Tijdelijk

Hoog

Jobonzekerheid

Figuur 3 Interactie tussen tijdelijk werk en baanonzekerheid met betrekking tot bedrijfsbinding in Belgie«

178


Bedrijfsbinding

Consequenties van tijdelijk werk en baanonzekerheid 3 2,8 2,6 2,4 2,2 2

2,79 2,67 2,6

Tijdelijk

2,36

Laag

Vast

Hoog

Jobonzekerheid

Figuur 4 Interactie tussen tijdelijk werk en baanonzekerheid met betrekking tot bedrijfsbinding in Zweden

cantie van het effect) ditmaal wel eerder beperkt. Onder de werknemers in tijdelijk dienstverband doet er zich ne¨t geen significant verschil voor. De tijdelijken die zeker zijn van hun job, vertonen een iets lagere bedrijfsbinding (gemiddelde score voor baanzekeren: 2,36 tegen 2,6 voor de baanonzekeren; t-waarde = 1,89, df = 224; p = 0,06), doch dit verschil is (net) niet significant.

5 Conclusies en discussie In dit artikel werden de gevolgen onderzocht van twee operationaliseringen van baanonzekerheid: tijdelijk werk (òbjectieve' variant) en de subjectieve perceptie onzeker te zijn over de toekomst van de eigen baan. Om de robuustheid van de diverse hypothesen te toetsen, werden secundaire analyses uitgevoerd van data die in vier verschillende Europese landen werden verzameld. De resultaten van deze toetsen werden in het vorige onderdeel per afhankelijke variabele gerapporteerd. In dit onderdeel bespreken we deze resultaten nu per hypothese, en koppelen deze terug naar de theoretische uitgangspunten. Op basis van drie theoretische perspectieven werd de hypothese gesteld dat tijdelijk werk, als objectieve operationalisering van baanonzekerheid (cf. Bu«ssing, 1999; Pearce, 1998), gepaard zou gaan met een lagere arbeidstevredenheid en een lagere bedrijfsbinding (hypothese 1). Deze perspectieven hadden betrekking op deprivatie (bijvoorbeeld Reilly, 1998), het psychologisch contract (Beard & Edwards, 1995) en werkstress (Sverke et al., 2000). In geen van de vier landen kon voor deze hypothese bevestiging worden gevonden: de arbeidstevredenheid en bedrijfsbinding van de tijdelijke werknemers waren nergens significant lager dan deze van de werknemers met een contract van onbepaalde duur. Bij vier van de acht toetsen werd, na controle voor alle andere variabelen, zelfs het omgekeerde vastgesteld: de tijdelijke werknemers scoorden `beter' dan de vasten. Bij deze vaststellingen kunnen twee bedenkingen worden geformuleerd. Vooreerst spreken deze resultaten tegen dat tijdelijk werk op zich problematisch zou zijn. De theoretische perspectieven waaruit deze hypothese werd afgeleid, dienen dan ook genuanceerd te worden: voelen tijdelijken zich bijvoorbeeld wel gedepriveerd? De gehanteerde theoretische kaders konden niet alle getoetst worden, omdat er niet over alle concepten vragen werden gesteld.Wellicht dienen de theoretische kaders ook verder aangevuld te worden in vervolgonderzoek. Zo werd in de gehanteerde vragenlijsten geen rekening gehouden met het al dan niet vrijwillig karakter van tijdelijk werk. Deze variabele komt uit diverse Gedrag & Organisatie 2004-17, nr. 3 179


studies als een relevante modererende variabele naar voren: enkel respondenten die onvrijwillig tijdelijk werken, zouden tijdelijk werk negatiever beleven (bijvoorbeeld Isaksson & Bellagh, 2002). Daarnaast kon in deze studie geen onderscheid gemaakt worden tussen diverse soorten tijdelijk werk. Uit studies blijkt dat dit belangrijk kan zijn (bijvoorbeeld Aronsson, Gustafsson & Dallner, 2002). De verwachte negatieve gevolgen doen zich immers niet voor elke catego rie in dezelfde mate voor. Zo verschillen tijdelijke contracten inzake het aangeboden toekomstperspectief: een tijdelijke aanstelling met het oog op een vaste benoeming houdt heel wat meer werkzekerheid in dan een kortdurend interimcontract. Omdat we hier werkten met reeds verzamelde data, kon dit helaas niet in rekening worden gebracht: alle tijdelijke contracten werden op voorhand samengevoegd tot eë¨n categorie. Ook de nog resterende duur van het tijdelijke contract en eventuele toezeggingen vanwege de werkgever werden niet geregistreerd in de vragenlijsten. Deze variabelen kunnen de resultaten differentie«ren, en dienen dan ook afzonderlijk bevraagd en geanalyseerd te worden in vervolgonderzoek.Tot slot dient opgemerkt dat ook de diverse theoretische inzichten in deze bijdrage niet geoperationaliseerd en rechtstreeks getoetst konden worden, omdat er gewerkt werd met reeds verzamelde data. Het verdient dan ook aanbeveling om dit we¨l te doen in vervolgonderzoek. Een tweede bedenking heeft betrekking op de `positieve' effecten van tijdelijk werk, zoals deze in een aantal landen werden vastgesteld. Het is opvallend dat deze positieve samenhangen zich voornamelijk voordoen na multivariate analyse. Dit wordt niet veroorzaakt door het onder controle houden van de achtergrondkenmerken. Het `positieve' effect van tijdelijk werk ontstaat pas nadat de variabele baanonzekerheid in de analyses wordt ingevoerd. Nadat de subjectieve perceptie baanonzeker te zijn uit het tijdelijk werk werd uitgezuiverd, blijkt tijdelijk werk in diverse landen dus samen te gaan met een hogere arbeidstevredenheid en (in mindere mate ook) een hogere bedrijfsbetrokkenheid. Dit suggereert dat het inderdaad de subjectieve perceptie van baanonzekerheid is, die tijdelijk werk belastend maakt, zoals verondersteld in de literatuur (bijvoorbeeld Klandermans & Van Vuuren, 1999b: 146). Blijkbaar houdt tijdelijk werk ^ na controle voor baanonzekerheid ^ tevens een aantal positieve aspecten in.Verder onderzoek zou deze in kaart dienen te brengen. Dat tijdelijk werk, na controle voor baanonzekerheid, kan samengaan met een hogere arbeidstevredenheid en een hogere bedrijfsbinding, werd nog niet eerder in de literatuur gerapporteerd. Daarin wordt immers hoofdzakelijk een negatieve samenhang gerapporteerd (bijvoorbeeld Van Breukelen & Allegro, 2000; Sverke et al., 2000). In de zojuist gerefereerde studies wordt echter niet gecontroleerd voor de perceptie van baanonzekerheid, wat het verschil in vaststellingen zou kunnen verklaren. De tweede hypothese betrof de samenhang tussen de subjectieve perceptie van baanonzekerheid en de variabelen arbeidstevredenheid en bedrijfsbinding. Op basis van voorgaand onderzoek (bijvoorbeeld De Witte, 1999; Sverke & Hellgren, 2002) e¨n op basis van theoretische beschouwingen (onder meer frustratie van noden (Jahoda,1982) en schending van het psychologisch contract (Van Vuuren, 1990)) werd verondersteld dat baanonzekerheid gepaard zou gaan met een verlaging van de arbeidstevredenheid en de bedrijfsbinding. Deze hypothese werd grotendeels bevestigd. In alle landen werd vastgesteld dat baanonzekerheid een negatieve samenhang vertoont met arbeidstevredenheid, nadat diverse achtergrondkenmerken onder controle worden gehouden. Met betrekking tot de bedrijfsbinding werd eenzelfde vaststelling gedaan in drie van de vier landen. In het vierde land (Zweden) was de samenhang niet significant. Dit kan veroorzaakt zijn door de specifieke situatie waarin de data werden verzameld. Eerder werd reeds aangegeven dat de gegevens verzameld werden in herstructurerende orga-

180



nisaties. Dit had onder meer tot gevolg dat de bedrijfsbinding in Zweden lager lag dan in de overige landen. Werknemers uit herstructurerende bedrijven hebben wellicht minder vertrouwen in hun bedrijf(sleiding) en ervaren misschien een schending van hun psychologisch contract omwille van de doorgevoerde veranderingen. Deze specifieke context kan de samenhangen gedrukt hebben. Glo baal genomen wordt hypothese 2 dus bevestigd. Dit bevestigt opnieuw dat baanonzekerheid een problematische ervaring vormt (cf. De Witte, 1999; Sverke & Hellgren, 2002), die het belang van tijdelijk werk lijkt te overstijgen. Diverse auteurs gaan ervan uit dat tijdelijk werk met baanonzekerheid samenhangt (bijvoorbeeld Pearce, 1998; Beard & Edwards, 1995). Beide worden in de literatuur beschouwd als operationaliseringen van eenzelfde, globaal concept `baanonzekerheid'. Deze hypothese (hypothese 3) werd bevestigd in drie van de vier landen. Enkel in Italie« kon deze samenhang ^ na controle voor achtergrondkenmerken ^ niet worden bevestigd, al was ook hier de verwachte tendens aanwezig. Globaal genomen kunnen we dan ook besluiten dat onze hypothese (grotendeels) bevestigd wordt: tijdelijk werk gaat inderdaad samen met baanonzekerheid, al zijn deze samenhangen toch ook eerder beperkt. Dit komt wellicht doordat we in deze studie geen zicht kregen op de mate waarin de werkgever specifieke beloftes had gedaan aan de respondent. Zo is het mogelijk dat een belangrijk aantal tijdelijk werkenden het uitzicht geboden kreeg op een vaste baan in de toekomst. Deze respondenten percipie«ren hun baan daardoor ^ terecht ^ als `baanzeker'. Deze beloftes werden in de gehanteerde datasets echter niet bevraagd, waardoor dit aspect niet kon worden geanalyseerd. Dit aspect dient dan ook meegenomen te worden in vervolgonderzoek. De idee dat er bij een deel van de tijdelijke werknemers een contract van onbepaalde duur in het vooruitzicht wordt gesteld, suggereert tot slot wel dat het problematisch is om de anticipatie van werkloosheid centraal te zetten in de òbjectieve' operationalisering van baanonzekerheid, zoals sommige auteurs doen (bijvoorbeeld Bu«ssing,1999). Tijdelijke tewerkstelling geeft immers niet per definitie aanleiding tot werkloosheid. Dit problematiseert tevens het uitgangspunt om tijdelijk werk op te vatten als een òbjectieve' indicator van baanonzekerheid. Blijkbaar dienen we toch hoofdzakelijk naar de perceptie en beleving van het contract te peilen, om uitspraken te kunnen doen over de wijze waarop dit contract samenhangt met aspecten zoals tevredenheid en bedrijfsbinding. In de vierde hypothese werden beide operationaliseringen van ònzekerheid' aan elkaar gecontrasteerd. Daarin werd verondersteld dat enkel de subjectieve perceptie van baanonzekerheid met een lagere arbeidstevredenheid en bedrijfsbetrokkenheid zou samenhangen, nadat achtergrondkenmerken e¨n het al dan niet uitvoeren van tijdelijk werk onder controle worden gehouden. De resultaten met betrekking tot deze hypothese werden eerder reeds besproken. Uit de resultaten van de diverse regressieanalyses blijkt inderdaad dat het de subjectieve operationalisering is die samenhangt met een lagere arbeidstevredenheid en bedrijfsbinding. Slechts in eë¨n land (Zweden) is de samenhang met bedrijfsbinding niet significant. De hypothese wordt dus grotendeels bevestigd: werknemers voelen zich ontevreden over hun job en minder betrokken bij hun bedrijf wanneer ze het gevoel hebben dat hun baan onzeker is. De gerapporteerde resultaten suggereren dus dat (subjectieve) baanonzekerheid problematischer is voor de arbeidstevredenheid en de bedrijfsbinding dan de òbjectieve' variant ervan: het uitvoeren van tijdelijk werk (cf. ook Klandermans & Van Vuuren, 1999b: 146). De laatste hypothese (hypothese 5) had betrekking op een mogelijk interactie-effect tussen tijdelijk werk en de subjectieve perceptie van baanonzekerheid bij het bepalen van de arbeidstevredenheid en de bedrijfsbetrokkenheid. Daarbij Gedrag & Organisatie 2004-17, nr. 3 181


werden ^ uit exploratieve overwegingen ^ twee contrasterende veronderstellingen geopperd. De intensifie«ringshypothese hield in dat beide operationaliseringen van baanonzekerheid elkaar multiplicatief zouden versterken, omdat beide variabelen als belastende aspecten werden beschouwd. Een dergelijk interactieeffect wordt vaker gemeld in werkstressonderzoek (bijvoorbeeld Koslowsky, 1998). De alternatieve veronderstelling was de schendingshypothese, die voortbouwde op de theorie van het psychologisch contract (bijvoorbeeld Rousseau, 1995). Daarbij werd verondersteld dat de negatieve gevolgen van baanonzekerheid zich vooral zouden voordoen bij werknemers met een contract van onbepaalde duur.Vooral deze werknemers gaan er immers van uit dat hun contract zekerheid biedt, en ervaren een schending van deze veronderstelling als een eenzijdige òpzegging' van hun psychologisch contract door de werkgever.Voor werknemers met een tijdelijk contract behoort werkzekerheid wellicht in mindere mate tot hun psychologisch contract, omdat het contract slechts van korte duur is. De resultaten bieden slechts gedeeltelijke steun voor de interactiehypothese. Deze hypothese werd in slechts twee van de vier landen bevestigd. In Nederland en Italie« bleek het al dan niet tijdelijk werken niet te interageren met baanonzekerheid. In Belgie« en Zweden was dit wel het geval. Opvallend daarbij was dat de resultaten consistent in de richting wezen van de schendingshypothese: baanonzekerheid was enkel problematisch voor werknemers met een contract van onbepaalde duur. Blijkbaar ervaart vooral deze categorie een schending van hun psychologisch contract. Het psychologisch contract van de respondenten was in deze studie echter niet geoperationaliseerd in de vragenlijst, waardoor we de veronderstelling van een schending niet rechtstreeks konden toetsen. Het verdient aanbeveling om dit in vervolgonderzoek wel te doen. De vaststelling dat vooral de schendingshypothese werd bevestigd, werd nog niet gerapporteerd in de literatuur, en opent dan ook nieuwe onderzoeksperspectieven. Deze vaststelling onderbouwt de hoger geopperde idee dat de theoriee«n voor de bestudering van de gevolgen van tijdelijk werk verder aangevuld moeten worden met additionele variabelen, om de gevolgen van dergelijke contracten beter in kaart te brengen. Baanonzekerheid komt uit deze studie als een dergelijke aanvullende variabele naar voor, en verdient dus meer aandacht in toekomstig onderzoek naar de gevolgen van tijdelijk werk. Tot slot is het opvallend dat het vastgestelde interactie-effect zich enkel in Belgie« en Zweden voordoet. Beide landen komen uit onderzoek naar voor als landen met een sterke vakbeweging, terwijl ook het percentage werknemers dat vakbondslid is, erg hoog ligt in beide landen (bijvoorbeeld Visser, 1995). Het is mogelijk dat de sterke positie van de vakbeweging in beide landen een rol speelt bij het ontstaan van dit moderator-effect. In landen waar de vakbeweging sterk staat, kan aan werknemers wellicht meer bescherming geboden worden wat hun contract betreft (bijvoorbeeld door meer sluitende afspraken te maken bij het afsluiten van CAO's en de afdwinging ervan). Dit cree«ert wellicht een sterker gevoel van veiligheid bij werknemers met een vast contract.Wanneer deze echter geconfronteerd worden met baanonzekerheid, dan leidt dit wellicht in sterkere mate tot de perceptie van de schending van het psychologisch contract, omdat men in sterkere mate het gevoel had ònschendbaar te zijn'. Toekomstig onderzoek zou kunnen pogen om ook deze veronderstelling verder te onderbouwen en te toetsen.

182



Noten 1

2 3 4 5 6

7

8

9

In deze bijdrage gebruiken we steeds de term `tijdelijk werk' wanneer we naar de òb jectieve' operationalisering van baanonzekerheid verwijzen. Tenzij expliciet anders aangegeven, wordt de term `baanonzekerheid' in de betekenis van `subjectieve baanonzekerheid' gebruikt. De formulering van deze vragen verschilde in zekere mate tussen de diverse landen, afhankelijk van de plaatselijke context. Alle antwoorden waren echter enkel in dicho tome vorm beschikbaar in de uiteindelijke dataset (permanent versus tijdelijk). Informatie over de schalen in elk land (gemiddelde, standaarddeviatie, Cronbach alpha en onderlinge correlaties) kunnen worden opgevraagd bij de eerste auteur. Het derde (eveneens cognitieve) item luidde: Ìk denk dat ik ontslagen zal worden in de nabije toekomst.' N = 1058 in Belgie«, 435 in Italie«, 611 in Nederland en 1356 in Zweden. Het uitpartialiseren van het opleidingsniveau kan niet in alle datasets, omdat deze variabele niet in elk land werd bevraagd. Door het opleidingsniveau in de ene dataset onder controle te houden en in de andere niet, ontstaan er onderling onvergelijkbare resultaten, die de toetsing van de hypothesen bemoeilijken. In de derde kolom van tabel 2 wordt tevens het al dan niet tijdelijk werken onder controle gehouden. Dit heeft de resultaten niet be|« nvloed. Een afzonderlijke (niet gerap porteerde) analyse waarin enkel de achtergrondkenmerken e¨n baanonzekerheid werden opgenomen, levert immers dezelfde resultaten op. In de derde kolom van tabel 3 wordt tevens het al dan niet tijdelijk werken onder controle gehouden. Dit heeft de resultaten niet be|« nvloed. Een afzonderlijke (niet gerap porteerde) analyse waarin enkel de achtergrondkenmerken e¨n baanonzekerheid werden opgenomen, levert immers dezelfde resultaten op. Bemerk dat de significante coe«fficie«nt in Italie« opnieuw niet-significant wordt, wanneer in de vierde analyse de interactieterm wordt toegevoegd.

Literatuur Aiken, L.S. & S.G. West (1991). Multiple regression: Testing and interpreting interactions. Newbury Park, CA: Sage. Aronsson, G. (1999). Contingent workers and health and safety.Work, Employment & Society,13(3), 439- 459. Aronsson, G., K. Gustafsson & M. Dallner (2002).Work environment and health in different types of temporary jobs. European Journal of Work and Organizational Psychology, 11(2): 151-175. Ashford, S., C. Lee & P. Bobko (1989). Content, causes, and consequences of job insecurity: a theory-based measure and substantive test. Academy of Management Journal, 32(4), 803-829. Atkinson, J. & N. Meager (1986). New forms of work organisation. Brighton: Institute of Manpower Studies. Beard, K. & J. Edwards (1995). Employees at risk: contingent work and the psychological experience of contingent workers. In: Cooper, C. & D. Rousseau (Eds.). Trends in Organizational Behavior. New York: John Wiley & Sons, p. 109-126. Berkhoff, Y. & M. Schabracq (1992). Ongewenste consequenties van flexibilisering van de arbeid. In: Winnubst, J. & M. Schabracq (Red.), Handboek Arbeid en Gezondheid Psychologie. Hoofdthema's. Utrecht: Uitgeverij Lemma, p. 106-117. Bu«ssing, A. (1999). Can control at work and social support moderate psychological consequences of job insecurity? Results from a quasi experimental study in the steel industry. European Journal of Work and Organizational Psychology, 8, 219-242. Davey, J.A., A.J. Kinicki & C.L. Scheck (1997). A test of job insecurity's direct and mediated effects on withdrawal cognitions. Journal of Organizational Behavior, 18, 323-349. De Jonge, J. & S. Geurts (1997). Gevolgen van flexibilisering van de arbeid. Een tussentijdse balans. Gedrag & Organisatie,10 (4),195-211. Dekker, S. & W. Schaufeli (1995). The effects of job insecurity on psychological health


Consequenties van tijdelijk werk en baanonzekerheid and withdrawal: a longitudinal study. Australian Psychologist, 30 (1), 57-63. De Witte, H. (1999). Job Insecurity and Psychological Well-being: Review of the Literature and Exploration of some Unresolved Issues. European Journal of Work and Organizational Psychology, 8(2),155-177. De Witte, H. (2000). Arbeidsethos en jobonzekerheid: meting en gevolgen voor welzijn, tevredenheid en inzet op het werk. In: Bouwen, R., K. De Witte, H. De Witte & T. Taillieu (Red.),Van groep naar gemeenschap. Liber Amicorum Prof. Dr. Leo Lagrou. Leuven: Garant, 325-350. Goudswaard, A., K. Kraan & S. Dhondt (2000). Flexibiliteit in balans. Flexibilisering en de gevolgen voor werkgever e¨n werknemer. Hoofddorp:TNO Arbeid. Greenhalgh, L. & Z. Rosenblatt (1984). Job insecurity: towards conceptual clarity. Academy of Management Review, 9(3), 438- 448. Hartley, J., D. Jacobson, B. Klandermans & T. van Vuuren (1991). Job insecurity. Coping with jobs at risk. London: Sage Publications. Hellgren, J., M. Sverke & K. Isaksson (1999). A two - dimensional approach to job insecurity: consequences for employee attitudes and well-being. European Journal of Work and Organizational Psychology, 8,179-195. Isaksson, K. & K. Bellagh (2002). Health problems and quitting among female `temps'. European Journal of Work and Organizational Psychology,11(2), 27- 45. Jahoda, M. (1982). Employment and unemployment. A social-psychological analysis. Cambridge: University Press. Klandermans, B. & T. van Vuuren (1999a). Job insecurity. Special issue of the European Journal of Work and Organizational Psychology, 8(2),145-314. Klandermans, B. & T. Van Vuuren (1999b). Job insecurity: Introduction. European Journal of Work and Organizational Psychology, 8(2),145-153. Koslowsky, M. (1998). Modeling the Stress-Strain Relationship in Work Settings. London/ New York: Routledge. Lee, T. & D. Johnson (1991). The effects of work schedule and employment status on the organizational commitment and job satisfaction of full versus part-time employees. Journal of Vocational Behavior, 38, 202-224 Letourneux,V. (1998). Precarious Employment and Working Conditions in Europe. Dublin: European Foundation for the Improvement of Living and Working Conditions. Lord, A. & J. Hartley (1998). Organizational commitment and job insecurity in a changing public service organization. European Journal of Work and Organizational Psychology, 7(3), 341-354. Meyer, J. & N. Allen (1997). Commitment in the workplace. Theory, Research, and Application.Thousand Oaks: Sage. Na«tti, J. (2000). Temporary employment ^ a bridge or a trap ? Paper presented at the European Union Research Workshop `Just in time employed ^ organisational, psychological and medical perspectives' in Dublin, 22-23 May 2000. Nie, N., C. Hull, J. Jenkins, K. Steinbrenner, & D. Bent (1975). SPSS Statistical Package for the Social Sciences. Second edition. New York: Mc Graw-Hill Book Company. Nolan, J., I. Wichert & B. Burchell (2000). Job insecurity, psychological well-being and family life. In: Heery, E. & J. Salmon (Eds.). The Insecure Workforce. London: Routledge, p. 181-209. Parks, J. & D. Kidder (1994). 'Till death do us part': Changing work relationships in the 1990s. In: Cooper, C. & D. Rousseau (Eds.). Trends in Organizational Behavior. New York: Wiley, p. 111-136. Pearce, J. (1993). Toward an organizational behavior of contract laborers: their psychological involvement and effects on employee co -workers. Academy of Management Journal, 36(5),1082-1096. Pearce, J. (1998). Job insecurity is important, but not for the reason you might think: the example of contingent workers. In: Cooper, C. & D. Rousseau (Eds.), Trends in Organizational Behavior. New York: John Wiley & Sons, p. 31- 46. Purcell, K. & J. Purcell (1998). In-sourcing, out-sourcing, and the growth of contingent labour as evidence of flexible employment strategies. European Journal of Work and Organizational Psychology, 7(1), 39-59. Reilly, P. (1998). Balancing Flexibility ^ Meeting the Interests of Employer and Employee. European Journal of Work and Organizational Psychology, 7(1), 7-22. Rosenblatt, Z., I. Talmud & A. Ruvio (1999). A gender-based framework of the experience of job insecurity and its effects on work attitudes. European Journal of Work and Orga-

184


Consequenties van tijdelijk werk en baanonzekerheid nizational Psychology, 8,197-217. Rousseau, D. (1995). Psychological Contracts in Organizations. Understanding written and unwritten agreements,Thousand Oaks: Sage. Rousseau, D. & J. Parks (1993). The contracts of individuals and organizations. In: Cummings, L. & B. Staw (Eds.), Research in Organizational Behavior. Greenwich: JAI Press, p. 1- 43. Sels, L., A. Forrier, H. De Witte, T.Vander Steene & G.Van Hootegem (2002). Gelijk loon voor gelijk werk ? Arbeidsvoorwaarden van vaste en tijdelijke werknemers. Tijdschrift voor Arbeidsvraagstukken,18(3),196-209. Spector, P. (1997). Job satisfaction. Application, Assessment, Causes, and Consequences. Thousand Oaks: Sage. Steijn, B. & K. Kraan (1997). The labour market position of flexible and permanent workers. Reader Flexibilisering van Arbeid en Organisatie, Rotterdam: Erasmus Universiteit, p. 1-21. Sverke, M., D. Gallagher & J. Hellgren (2000). Alternative work arrangements. Job Stress, Well-Being, and Work Attitudes among Employees with Different Employment Contracts. In: Isaksson, K., L. Hogestedt, C., Eriksson, & T. Theorell (Eds.). Health Effects of the New Labour Market. New York: Kluwer Academic/Plenum, p. 85-101. Sverke, M. & J. Hellgren (2002). The nature of job insecurity: understanding employment uncertainty on the brink of a new millennium. Applied Psychology: An International Review, 51(1), 23- 42. Sverke, M., J. Hellgren, K. Na«swall, A. Chirumbolo, H. De Witte & S. Goslinga (2001). European Unions in the Wake of Flexible Production. Technical report on the data sets used in a SALTSA project (SALTSA report 2001:1). Stockholm: National Institute for Working Life & SALTSA. Sverke, M., J. Hellgren, K. Na«swall, A. Chirumbolo, H. De Witte & S. Goslinga (2004). Job Insecurity and Union Membership: European Unions in the Wake of Flexible Production. Brussels: P.I.E.-Peter Lang. Van Breukelen, W. & J. Allegro (2000). Effecten van een nieuwe vorm van flexibilisering van de arbeid. Een onderzoek in de logistieke sector. Gedrag & Organisatie, 13(2), 107124. Vandoorne, J. & H. De Witte (2002). In het ongewisse. Over het voorkomen en de gevolgen van baanonzekerheid in Vlaanderen. In: Vandenbroucke, G. (Red.). Arbeidsmarktonderzoekersdag 2001.Verslagboek. Leuven: Steunpunt WAV, p. 135-151. Van Dyne, L. & S. Ang (1998). Organizational citizenship behavior of contingent workers in Singapore. Academy of Management Journal, 41(6), 692-703. Van Vuuren, T. (1990). Met ontslag bedreigd. Werknemers in onzekerheid over hun arbeidsplaats bij veranderingen in de organisatie, Amsterdam: VU Uitgeverij. Visser, J. (1995). Trade unions from a comparative perspective. In: Van Ruysseveldt, J., R. Huiskamp & J. van Hoof (Eds.), Comparative Industrial and Employment Relations. London: Sage, p. 37-67. Wanous, J., A. Reichers & M. Hudy (1997). Overall job satisfaction: how good are singleitem measures? Journal of Applied Psychology, 82, 247-252. Warr, P. (1987).Work, Unemployment and Mental Health. Oxford: Clarendon Press.



Summary Consequences of temporary work and job insecurity in four European countries Hans De Witte, Katharina Na«swall, Antonio Chirumbolo, Sjoerd Goslinga, Johnny Hellgren & Magnus Sverke, Gedrag en Organisatie, volume17, June 2004, nr. 3, pp.163-186. This contribution analyzes whether temporary work and (the subjective perception of) job insecurity are associated with a reduction in job satisfaction and organisational commitment, as suggested in the literature. Furthermore, an interaction between temporary work and job insecurity is tested. Data from four European countries (Belgium, the Netherlands, Italy and Sweden) are used to test the robustness of the hypotheses. Results show that temporary work is not associated with a reduction in job satisfaction and organisational commitment. Job insecurity, however, is associated with a lower score on both outcome variables, as hypothesized. In two countries, an interaction was found: job insecurity was associated with a reduction in job satisfaction and organisational commitment, though only among workers with a permanent contract. These results suggest a violation of the psychological contract for this specific category of workers. Keywords: temporary work, job insecurity, job satisfaction, organizational commitment

186


Consequenties van tijdelijk werk en baanonzekerheid in vier Europese landen

Recommend Documents