Statistische discriminatie van allochtonen op jobmarkten met rigide lonen

Faculteit der Economische en Toegepaste Economische wetenschappen

KATHOLIEKE UNIVERSITEIT LEUVEN

Statistische discriminatie van allochtonen op jobmarkten met rigide lonen

Proefschrift voorgedragen tot het behalen van de graad van Doctor in de Economische Wetenschappen door

Bart Van den Cruyce Promotor: Erik Schockaert ___________________________________________________________________________ Nummer 134

2000

Daar de proefschriften in de reeks van de faculteit der Economische en Toegepaste Economische Wetenschappen het persoonlijk werk zijn van hun auteurs, zijn alleen deze laatsten daarvoor verantwoordelijk

I

Dankwoord Aan een proefschrift beginnen is niet meer of minder dan een pelgrimstocht aanvatten. Het einddoel ligt vast, maar de weg er naartoe is lang, hobbelig, en, hoewel reeds betreden door anderen, onbekend voor de pelgrim. De zin ervan ligt niet in het bereiken van het einddoel, daar zijn tegenwoordig vliegtuigen voor, maar in het ondernemen van de tocht. En er is nog een overeenkomst. Net zoals pelgrims overleven doctorandi dankzij de onbetaalde hulp van velen. Omdat elke stap belangrijk is, is ook de kleinste hulp van wezenlijk belang. In de eerste plaats gaat mijn dankbaarheid uit naar de promotor van dit proefschrift, prof. Erik Schokkaert. Uit zijn grondige opmerkingen op de talloze versies van de moeilijke en minder moeilijke hoofdstukken bleek een schier oneindig geduld en een grote zin voor zelfopoffering. Zijn geloof in het bereiken van de bestemming was een onmisbare bron van energie. Deze eigenschappen kunnen ook toegeschreven worden aan prof. Joop Hartog, die als copromotor eveneens een aantal ruwe versies te lezen kreeg. De vruchtbare gesprekken met promotor, copromotor en mijzelf, die volgden op die lectuur hebben sterk bijgedragen tot de kwaliteit van het proefschrift. Veel van de inspanningen van promotor en copromotor en de leden van de doctoraatscommissie zijn het gevolg van mijn volharding om naast het model van statistische discriminatie, ook een evenwichtsmodel voor de werking van de jobmarkt op te zetten. De opmerkingen van prof. Guido De Bruyne en eerder Erik Schokkaert spoorden mij aan om de voorwaarden voor het evenwicht, waarvan ik de eigenschappen afleidde, duidelijker neer te schrijven. De opmerkingen van prof. Filip Abraham, prof. Stefan Dercon, prof Van Rompuy en prof Joop Hartog waren een stimulans om hoofdstuk 5 meer te richten op de hoofdzaak en niet uit te wijden over alle resultaten. Van prof. em. Mark Eyskens kreeg ik de opmerking dat het rendement van mijn inspanningen in vraag kan gesteld worden omdat mijn conclusies “verwachte evidenties” zijn. Ik neem dit op als een compliment. Het zou pas onverantwoord zijn mocht deze studie naar de werkloosheid en discriminatie van allochtonen geleid hebben tot wereldvreemde conclusies waar verder geen politicus, werkgever of sociale organisatie naar omkijkt.

II Het empirische en econometrische luik nam in dit werk een zeer voorname plaats in. Daarom ben ik, naast mijn commissieleden, dank verschuldigd aan prof. Frans Spinnewyn die mij toeliet gebruik te maken van RVA-gegevens over de werkloosheidsduur en vooral aan Robrecht Lambrechts en Yves Saks die hun kennis over deze grote gegevensbestanden en de sasprogramma’s waarmee zij verwerkt konden worden steeds met mij wilden delen. Ik bedank ook Dirk Van den Broeck (VDAB) en de studiedienst van de RVA voor hun uitleg bij deze gegevens. Ik ben Geert Dhaene en prof. Frans Spinnewyn dankbaar dat ik mocht deelnemen aan hun seminaries over duuranalyse en bedank ook Geert Dhaene en Robrecht Lambrechts voor het nalezen van de afleiding van een likelihood die corrigeert voor censurering, afronding en de niet observatie van kleine intervallen die later gebruikt werd bij de parametrische schattingen (zie hoofdstuk 4). Verder bedank ik Bart Capeau voor het nalezen en zijn stimulerende commentaar op de allereerste versie van hoofdstuk 2. Gezien de grote omvang van de tekst prees ik mijzelf gelukkig dat ik een beroep kon doen op een paar goede vrienden en familieleden, namelijk Jan Moris, Renilde Jansens, Ghislaine Coigneau en Geert Van den Cruyce die elk een stuk van de tekst wilden nalezen op het taalgebruik. De basis van het groot aantal doctorale proefschriften dat behaald werd op het Centrum voor Economische studieën, ligt, naast de seminaries en de lessen, ongetwijfeld in de ontspannen sfeer en de aandacht voor een reflectie over de economische en andere problemen van de samenleving. Daarbij mag de kwaliteit van het onderzoek soms primeren boven strikte deadlines en carrièreplannen. Die sfeer werd mee gedragen door mijn bureaugenoten en vele (ex)-collega’s waarmee ik mijn middag en andere pauzes doorbracht. Zeer belangrijk was ook de morele steun die ik gedurende meer dan 3 jaar kreeg van mijn collega’s en teamleiders op het Federaal Planbureau. Ik wil vooral Herman Van Sebroeck, Joost Verlinden, Etienne Rohaert en Albert Gilot bedanken voor hun soepelheid o.m. inzake verloven en deadlines. Alhoewel het werk aan het proefschrift uitsluitend in Leuven gebeurde kan niet ontkend worden dat de continue inspanningen energie gekost hebben. Dit dubbel onderzoekswerk leverde ook synergievoordelen op. Mijn proefschrift profiteerde mee van de

III ervaring opgedaan in het econometrisch onderzoek en het schrijven van onderzoeksrapporten voor de studie naar delokalisatie op het Federaal Planbureau. Tenslotte wil ik mijn vriend Marc bedanken, voor zijn begrip voor het gedeelde tijdsgebruik, omdat hij altijd vierkant achter dit proefschrift stond, steun en toeverlaat was, praktische en huishoudelijke problemen oploste, en vooral omdat hij mij omringde met een oneindige warmte en zorgzaamheid.

IV

Inhoudsopgave

Dankwoord ..................................................................................................................................................................................I

Inhoudsopgave ...............................................................................................................................................................................IV

Bijgevoegde stellingen ............................................................................................................................................................................XIII

Lijst van symbolen en functies ............................................................................................................................................................................XIV 1

OMSCHRIJVING SYMBOLEN NORMAAL ALFABET ............................................................... XIV

2

OMSCHRIJVING GRIEKSE SYMBOLEN...................................................................................... XVI

3

OMSCHRIJVING FUNCTIES MET SYMBOLEN NIET OPGENOMEN ONDER 1 EN 2 .....XVII

Lijst van tabellen en figuren .........................................................................................................................................................................XVIII

Inleiding ................................................................................................................................................................................. 1

V Deel I Statistische discriminatie en de werking van de jobmarkt

Hoofdstuk 1 Discriminatie, achterstelling en achterstand van allochtonen .............................................................................................................................................................................. 11 1

INTRODUCTIE VAN ENKELE BEGRIPPEN..................................................................................... 12 1.1

DE NATIONALE GROEP............................................................................................................................. 12

1.2

DISCRIMINATIE ....................................................................................................................................... 16

1.2.1

Definitie van discriminatie............................................................................................................ 16

1.2.2

Het verschil tussen baan- en loondiscriminatie........................................................................... 19

1.2.3

Achterstelling................................................................................................................................ 21

1.2.4

Economische discriminatie........................................................................................................... 21

1.3

2

STATISTISCHE DISCRIMINATIE ................................................................................................................. 26

1.3.1

Definitie van statistische discriminatie en differentiatie............................................................... 26

1.3.2

Statistische discriminatie en andere vormen van discriminatie of achterstelling......................... 29

1.3.3

Statistische differentiatie en efficiëntie ......................................................................................... 35

DE OPBOUW VAN MENSELIJK KAPITAAL DOOR IMMIGRANTEN EN HUN KINDEREN

40

3

4

2.1

INLEIDING................................................................................................................................................ 41

2.2

HET TEKORTSCHIETEN VAN DE ASSIMILATIEHYPOTHESE ......................................................................... 43

2.3

DE EFFECTEN VAN TIJDELIJKE MIGRATIE ................................................................................................. 47

2.4

DE ROL VAN "ETNISCH KAPITAAL" .......................................................................................................... 50

2.5

BESLUIT .................................................................................................................................................. 54

DE ARBEIDSMARKTPOSITIE VAN ALLOCHTONEN IN BELGIË EN DISCRIMINATIE...... 55 3.1

INLEIDING ............................................................................................................................................... 55

3.2

WERKLOOSHEIDSGRADEN EN NATIONALITEIT ......................................................................................... 57

3.3

HET BESTAAN VAN SEGREGATIE VOLGENS STATUUT ............................................................................... 62

3.4

LOONSVERSCHILLEN TUSSEN NATIONALE GROEPEN ................................................................................ 64

BESLUIT HOOFDSTUK 1...................................................................................................................... 68

Hoofdstuk 2 De werking van de jobmarkt ............................................................................................................................................................................. 70

VI 1

2

HET SPECIFIEKE KARAKTER VAN DE JOBMARKT.................................................................. 72 1.1

DE JOBMARKT VERSUS DE MARKT VOOR BESTAANDE CONTRACTEN ...................................................... 72

1.2

ZOEKMODELLEN EN HET EXOGENE KARAKTER VAN DE LONEN OP DE JOBMARKT ................................... 73

EEN ZOEKMODEL VOOR WERKLOZEN. ...................................................................................... 76 2.1

2.1.1

Veronderstellingen....................................................................................................................... 78

2.1.2

Resultaten van het zoekmodel van Devine en Kiefer ................................................................... 80

2.2

3

4

EEN ALGEMEEN GEFORMULEERD ZOEKMODEL MET EEN CONSTANT RESERVATIELOON .......................... 78

EEN CONCREET ZOEKMODEL OP EEN SEGMENT VAN DE JOBMARKT ........................................................ 86

2.2.1

Bijkomende veronderstellingen.................................................................................................... 86

2.2.2

Afleiding van de resultaten .......................................................................................................... 88

2.2.3

Bespreking resultaten .................................................................................................................. 95

EEN ZOEKMODEL VOOR WERKGEVERS..................................................................................... 96 3.1

VERONDERSTELLINGEN.......................................................................................................................... 97

3.2

HET RESERVATIENIVEAU VAN VERWACHTE EFFECTIEVE ARBEIDSEENHEDEN (ERW) .............................. 100

3.3

REACTIE VAN DE WERKGEVER OP EEN VERHOGING VAN E*W EN W. ...................................................... 102

3.3.1

De impact van e*w op erw ........................................................................................................... 102

3.3.2

De impact van w op erw .............................................................................................................. 103

EEN EVENWICHTSMODEL VOOR EEN SEGMENT VAN DE JOBMARKT........................... 105 4.1

VERONDERSTELLINGEN VAN HET JOBMARKTMODEL ............................................................................ 105

4.2

VOORWAARDEN VOOR EEN EVENWICHT OP EEN OP ZICHZELF WERKEND JOBMARKTSEGMENT ............. 108

4.3

EIGENSCHAPPEN VAN HET EVENWICHT OP EEN JOBMARKTSEGMENT .................................................... 113

4.3.1

Het bestaan van w*e en e*w ....................................................................................................... 113

4.3.2

Het verloop van de functies w*(e), wr(e), e*(w) en er(w) in het marktevenwicht ..................... 115

4.3.3

Andere eigenschappen van het jobmarktevenwicht ................................................................... 116

4.4

BESPREKING VAN HET JOBMARKTEVENWICHT ..................................................................................... 118

4.4.1

Vlakke stukken in de functies w*(e) en wr(e). ............................................................................ 119

4.4.2

Discrete sprongen in de functies e*(w) en er(w) en in VV(w)..................................................... 122

4.4.3

Het bestaan van werklozen zonder uitstroomkansen en de stationariteit van het

jobmarktevenwicht. .................................................................................................................................. 125 4.5

DE UITSTROOMINTENSITEIT UIT DE WERKLOOSHEID............................................................................. 127

4.5.1

Het verloop van de functie τ(e) in het marktevenwicht onder de veronderstellingen C.1 tot C.5 128

4.5.2

Het jobmarktevenwicht voor de werklozen met de laagste e-waarden...................................... 130

4.5.3

Het verloop van τ(e) als werklozen verschillende b-waarden hebben....................................... 135

4.5.4

Toepassing van het model voor een beroepsgroep of de gehele jobmarkt ................................ 136

VII 5

VERANDERING VAN HET JOBMARKTEVENWICHT ............................................................... 138 5.1

HET INVOEREN VAN EEN WETTELIJK MINIMUMLOON ............................................................................ 138

5.1.1

Het effect van een verhoging van de minimumlonen op de verdeling van de aangeboden lonen en

de intensiteit van de baanaanbiedingen................................................................................................... 139 5.1.2 5.2

Het effect van w'min op τ(e)......................................................................................................... 141

HET EFFECT VAN EEN WIJZIGING IN DE (STATIONAIRE) TOESTAND

OP DE ARBEIDSMARKT OP

RESERVATIELONEN EN NIVEAUS EN UITSTROOMKANSEN ...............................................................................

6

145

5.2.1

Het directe effect van een wijziging in U ,V en α, β op de uitstroomkansen ............................. 146

5.2.2

Bespreking ................................................................................................................................. 150

ALTERNATIEVEN VOOR DE EXOGENE BEPALING VAN LONEN EN VACATURES, EEN

BESPREKING................................................................................................................................................. 153 6.1

6.1.1

Veronderstellingen..................................................................................................................... 153

6.1.2

Resultaten .................................................................................................................................. 154

6.2 7

EEN MODELVARIANT MET ENDOGEEN BEPAALDE LONEN ..................................................................... 153

HET EXOGENE KARAKTER VAN DE INSTROOM VAN NIEUWE VACATURES EN WERKLOZEN .................... 157

BESLUIT VAN HOOFDSTUK 2 ......................................................................................................... 159

Hoofdstuk 3: Statistische discriminatie op de jobmarkt ............................................................................................................................................................................. 163 1

HET BASISMODEL VAN STATISTISCHE DISCRIMINATIE....................................................... 165 1.1

VERONDERSTELLINGEN VAN HET MODEL VAN AIGNER EN CAIN ............................................................ 165

1.2

RESULTATEN VAN HET BASISMODEL ...................................................................................................... 169

1.2.1

Formulering propositie 6: ........................................................................................................... 169

1.2.2

Bewijs van propositie 6 : ............................................................................................................. 169

1.3 2

BESPREKING........................................................................................................................................... 171

HET VERALGEMEENDE MODEL..................................................................................................... 174 2.1

VERONDERSTELLINGEN.......................................................................................................................... 174

2.2

RESULTATEN .......................................................................................................................................... 175

2.3

CONCRETE INVULLINGEN VAN HET ALGEMENE MODEL .......................................................................... 176

2.3.1

Discriminatie als gevolg van verschillen in µj*'s: ....................................................................... 176

2.3.2

Discriminatie bij verschillen tussen nationale groepen in de precisie van de test ...................... 180

2.3.3

De invloed van de onderliggende variantie

σ q2 j ....................................................................... 183

VIII 2.3.4 3

4

De invloed van η

2 j ........................................................................................................................ 184

STATISTISCHE DISCRIMINATIE EN SELECTIE IN MEERDERE RONDEN .......................... 186 3.1

AFLEIDING RESULTATEN ........................................................................................................................ 186

3.2

BESPREKING........................................................................................................................................... 188

3.3

STATISTISCHE DISCRIMINATIE EN EMPIRISCH ONDERZOEK NAAR DISCRIMINATIE ................................... 190

STATISTISCHE DISCRIMINATIE EN DE WERKING VAN DE JOBMARKT. .......................... 194 4.1

STATISTISCHE DISCRIMINATIE EN DE ALLOCATIE IN EEN BAAN MET GEGEVEN RESERVATIENIVEAU. ...... 195

4.1.1

Veronderstellingen....................................................................................................................... 195

4.1.2

Formulering van propositie 8...................................................................................................... 198

4.1.3

Bespreking van propositie 8 ........................................................................................................ 199

4.2

STATISTISCHE DISCRIMINATIE IN DE CONTEXT VAN EEN VACATURE ZOEKMODEL MET EINDIGE

CONTRACTEN EN OPLEIDINGSKOSTEN .............................................................................................................. 204

5

6

DE IMPLICATIES VAN JOBMARKTSEGREGATIE. ..................................................................... 207 5.1

OORZAKEN VAN SEGMENTERING VAN DE JOBMARKT VOLGENS BEROEPSGROEPEN ................................ 207

5.2

STATISTISCHE DISCRIMINATIE IN DE CONTEXT VAN EEN GESEGMENTEERDE JOBMARKT ......................... 209

5.2.1

Verschillen in de oorzaken en de mate van discriminatie tussen jobmarktsegmenten ................ 209

5.2.2

Uitwijkmogelijkheden op een gesegmenteerde jobmarkt met discriminatie ................................ 211

5.2.3

De differentiële impact van wettelijke discriminatie (of differentiatie) ....................................... 213

BESLUIT .................................................................................................................................................. 218

Deel II Schattingen van de werkloosheidsduur en de tewerkstellingsduur na werkloosheid

Hoofdstuk 4 Gegevens en gehanteerde schattingsmethoden ............................................................................................................................................................................ 225 GEGEVENS EN GEHANTEERDE SCHATTINGSMETHODEN....................................................................... 225 1

2

BESCHRIJVING VAN HET RVA-BESTAND ................................................................................... 226 1.1

AARD VAN BESTANDEN EN BRONNEN .................................................................................................... 226

1.2

FYSIEKE VORM EN OMVANG BESTANDEN .............................................................................................. 227

1.3

VARIABELEN IN EEN MAANDELIJKS BESTAND ....................................................................................... 227

PROBLEMEN BIJ HET BEREKENEN VAN WERKLOOSHEID EN

TEWERKSTELLINGSDUUR MET DE RVA-BESTANDEN .................................................................... 231 2.1

TEKORTKOMINGEN IN DE REGISTRATIE VAN IN- EN UITSTROOMMOMENT EN BESTEMMING NA

IX WERKLOOSHEID .............................................................................................................................................. 232

2.1.1

Onzekerheid over de bestemming van de uitgestroomde werkloze............................................. 232

2.1.2

De gebrekkige registratie van het uitstroommoment tijdens de wachttijd.................................. 237

2.1.3

Het bestaan van niet-unieke tewerkstellingsnummers ................................................................ 238

2.2

LINKSE CENSURERING EN MEERDERE WERKLOOSHEIDSINTERVALLEN PER INDIVIDU............................. 239

2.3

PROBLEMEN OPGELOST MET EEN AANPASSING VAN DE LIKELIHOOD ..................................................... 240

2.3.1

Het bestaan van rechtse censurering.......................................................................................... 240

2.3.2

Het probleem van afronding of discrete waarneming ................................................................ 240

2.3.3

De niet observatie van zeer kleine werkloosheidsintervallen ..................................................... 241

2.3.4

De gebrekkige waarneming van het uitstroommoment bij werkzoekende werklozen in hun

wachttijd.................................................................................................................................................... 241 3

AFLEIDING EN TEST VAN DE PRODUKT-LIMIET SCHATTER IN DE CONTEXT VAN EEN

DISCRETE OVERLEVINGSFUNCTIE IN DE WERKLOOSHEID......................................................... 242

4

3.1

DE PRODUKT-LIMIET (OF KAPLAN-MEIER) SCHATTER .......................................................................... 243

3.2

TOEPASSING VAN DE PRODUCT-LIMIET SCHATTER OP DE RVA DATA .................................................... 245

PARAMETRISCHE SCHATTING VAN DE UITSTROOMINTENSITEIT UIT DE

WERKLOOSHEID .......................................................................................................................................... 248 4.1

AFLEIDEN VAN DE LIKELIHOOD ZONDER SPECIFICATIE VAN DE DUURVERDELING ................................. 249

4.1.1

Waarnemingsschema, definitie stochastische variabelen en verdeling van de duur .................. 249

4.1.2

Schattingsmethode ...................................................................................................................... 251

4.1.3

Veronderstelling betreffende de instroom in de werkloosheid binnen één maand ..................... 251

4.1.4

Het probleem van de niet geobserveerde kleine intervallen ....................................................... 252

4.1.5

Het afleiden van Pr'(Di=0 | fi(t), Ji=j) voor gecensureerde intervallen .................................... 253

4.1.6

Het afleiden van Pr'(Ji =j | fi(t)) voor niet gecensureerde intervallen (met uitzondering van

werkzoekenden in wachttijd met j=6,7) .................................................................................................... 254 4.1.7

Het afleiden van Pr'(Ji=6 | fi(t)) voor werkzoekenden in wachttijd ............................................ 256

4.1.8

Likelihood zonder gespecifieerde verdeling van de duur ........................................................... 258

4.2

5

SPECIFICATIE VAN DE HAZARD FUNCTIE EN NIET GEOBSERVEERDE HETEROGENITEIT ........................... 260

4.2.1

Een proportionele hazardspecificatie met correctie voor niet-geobserveerde heterogeniteit.... 261

4.2.2

De keuze van de basishazard...................................................................................................... 262

VERGELIJKING VAN DE PARAMETRISCHE EN NIET-PARAMETRISCHE SCHATTING

VAN DE BASELINE HAZARD ..................................................................................................................... 268 5.1

VERGELIJKING TUSSEN PARAMETRISCHE EN NIET-PARAMETRISCHE SCHATTING VOOR GROEP NIET IN

WACHTTIJD ..................................................................................................................................................... 269

5.2

HET BELANG VAN DE CORRECTIES VOOR HET WAARNEMINGSSCHEMA .................................................. 273

X 6

BESLUIT ................................................................................................................................................. 277

Hoofdstuk 5 Een vergelijking tussen Belgen en vreemdelingen op basis van werkloosheidsgegevens .................................................................................................................................................................................. 280 1

HET TOETSEN VAN STATISTISCHE DISCRIMINATIE MET

WERKLOOSHEIDSDUURGEGEVENS ............................................................................................................ 282

2

1.1

EEN GEZAMENLIJKE TOETS VOOR STATISTISCHE DISCRIMINATIE EN PROPOSITIE 4 ...................................... 282

1.2

VERSCHILLEN IN µJ*’S EN γJ’S TUSSEN NATIONALE GROEPEN ...................................................................... 285

1.3

TOETSEN OP BASIS VAN NIET PARAMETRISCHE SCHATTINGSRESULTATEN ................................................... 287

1.3.1

De overlevingsfunctie in de werkloosheid ........................................................................................ 287

1.3.2

Verschillen in gemiddelde werkloosheidsduur ................................................................................. 290

SCHATTING VAN DE WERKLOOSHEIDSDUUR MET VERKLARENDE VARIABELEN .......... 294 2.1

VERSCHILLEN IN KARAKTERISTIEKEN TUSSEN GROEPEN ............................................................................. 295

2.2

VERWACHTE VERSCHILLEN IN COËFFICIËNTEN TUSSEN NATIONALITEITEN.................................................. 302

2.3

SCHATTINGSRESULTATEN EN BESPREKING .................................................................................................. 305

2.3.1

Resultaten en hun interpretatie......................................................................................................... 305

2.3.2

Bespreking resultaten ....................................................................................................................... 309

3

DECOMPOSITIE VAN OAXACA............................................................................................................. 318

4

HET VERLOOP VAN DE HAZARD EN DE IMPLICATIES VAN STATISTISCHE

DISCRIMINATIE BIJ SELECTIE IN MEERDERE RONDES. ...................................................................... 329 4.1

IMPLICATIES VAN STATISTISCHE DISCRIMINATIE BIJ SELECTIE IN MEERDERE RONDES ................................. 329

4.2

SCHATTINGSRESULTATEN VOOR DE VARIANTIE σV² VAN DE MENGVERDELING ............................................ 331

4.3

HET VERLOOP VAN DE HAZARD ALS WERKGEVERS ZOWEL DE NATIONALE GROEP ALS DE DOORSTANE

WERKLOOSHEIDSDUUR ALS SELECTIEMECHANISME GEBRUIKEN ........................................................................... 334

5

SCHATTING VAN DE TEWERKSTELLINGSDUUR NA WERKLOOSHEID.................................. 339 5.1

6

VERWACHTINGEN ....................................................................................................................................... 340

5.1.1

Schatting met de Kaplan-Meier schatter .......................................................................................... 341

5.1.2

Resultaten niet parametrische schatting........................................................................................... 342

BESLUIT VAN HOOFDSTUK 5 ................................................................................................................ 345

XI

Hoofdstuk 6 Besluit en beleidsconclusies ............................................................................................................................................................................ 347 BESLUIT EN BELEIDSCONCLUSIES .............................................................................................................. 347 1

SYNTHESE ONDERZOEKSRESULTATEN ..................................................................................... 348 1.1

THEORETISCH LUIK ............................................................................................................................... 348

1.1.1

Resultaten over de werking van de jobmarkt(en) ....................................................................... 348

1.1.2

De gevolgen van statistische discriminatie op de jobmarkt........................................................ 352

1.2

EMPIRISCH LUIK .................................................................................................................................... 355

1.3

METHODOLOGISCHE RESULTATEN M.B.T. HET GEBRUIK VAN DE RVA-DATA ....................................... 359

2

IMPLICATIES VOOR EEN BELEID GERICHT OP GELIJKE KANSEN VOOR EN

INTEGRATIE VAN ALLOCHTONEN......................................................................................................... 362 2.1

HET BEREIKEN VAN GELIJKE KANSEN BIJ AANWERVING ........................................................................ 363

2.1.1

De implicaties van discriminatie op basis van stereotype beelden............................................. 363

2.1.2

Wettelijke discriminatie en tewerkstelling in de publieke sector. ............................................... 367

2.1.3

Achterstelling.............................................................................................................................. 369

2.2

HET ALGEMENE

TEWERKSTELLINGSBELEID .......................................................................................... 370

2.2.1

De rol van minimumlonen en het beleid t.o.v. nieuwe immigranten........................................... 371

2.2.2

Het macro-economisch beleid .................................................................................................... 375

2.2.3

Aanbodzijdebeleid ...................................................................................................................... 376

2.2.4

Inspanningen voor vorming en opleiding ................................................................................... 377

Referenties ……………………………………………………………………………………………….379

Appendices I.

II.

APPENDICES HOOFDSTUK 1............................................................................................................ 389 I.1

WETGEVING INZAKE HET VERWERVEN VAN DE BELGISCHE NATIONALITEIT ......................................... 389

I.2

WERKLOOSHEIDSGRADEN EN BEROEPSBEVOLKING PER PROVINCIE ...................................................... 390 APPENDICES HOOFDSTUK 2............................................................................................................ 393

II.1

HET BESTAAN VAN EEN UNIEK RESERVATIELOON................................................................................ 393

II.2

AFLEIDING VAN DWRIJ /D µ w ij (ZIE HOOFDSTUK 2, AFD. 2) ..................................................................... 394

II.3

DτIJ/DW*IJ IN HET GEVAL H(W) UNIFORM IS (ZIE HOOFDSTUK 2, AFD. 3)............................................... 395

XII II.4

HET BEWIJS VAN LEMMA 1 EN PROPOSITIE 3 ........................................................................................ 396

II.5

HET EVENWICHT IN EEN JOBMARKT MET TWEE TYPES WERKLOZEN EN TWEE LONEN........................... 411

II.6

HET JOBMARKTEVENWICHT ALS ER WERKLOZEN ZIJN ZONDER UITSTROOMKANSEN............................ 414

II.7

EEN ILLUSTRATIE VAN HET EFFECT VAN EEN MINIMUMLOONSVERHOGING OP DE VERDELING VAN DE

AANGEBODEN LONEN...................................................................................................................................... 415

III. APPENDICES HOOFDSTUK 3............................................................................................................ 416 III.1

DE STUDIE "ETNISCHE DISCRIMINATIE BIJ DE AANWERVING" (1997) ................................................. 416

III.2

HET EFFECT VAN STATISTISCHE DISCRIMINATIE OP DE RESERVATIENIVEAUS ..................................... 421

IV.

APPENDICES BIJ HOOFDSTUK 4 .................................................................................................... 423

IV.1

DE OVERLEVINGS- EN HAZARDFUNCTIE BIJ EEN CONTINUE VERDELING VAN DE WERKLH.DUUR ........ 423

IV.2

AFLEIDING VAN DE LIKELIHOOD VOOR DE KAPLAN MEIER SCHATTER ............................................... 425

IV.3

HET RESULTAAT VAN DE PRODUCT-LIMIET SCHATTER VOOR WERKZOEKENDEN IN

IV.4

DE LIKELIHOOD BIJ EEN TAYLOR EXPANSIE VOOR SI(T) TOT DE TWEEDE RONDE ............................... 429

IV.5

INVULLING VAN ρ0 EN κ VOOR EEN TOEPASSING VAN DE “COMPOUND EXPONENTIAL DISTRIBUTION”

WACHTTIJD...... 426

VAN COX EN OAKES (1994) ............................................................................................................................ 430

V.

APPENDICES BIJ HOOFDSTUK 5 .................................................................................................... 431 V.1

DE LOG RANK EN WILCOXON TEST ..................................................................................................... 431

V.2

HET OPLEIDINGSNIVEAU VAN MIN 25 JARIGE WERKLOZEN IN EN NIET IN WACHTTIJD........................... 433

V.3

PARAMETRISCHE SCHATTING ZONDER VERKLARENDE VARIABELEN VOOR DE GROEP VAN MIN 25-

JARIGEN IN EN NIET IN WACHTTIJD .................................................................................................................. 436

V.4

NUMERIEKE EVALUATIE VAN HET EFFECT VAN σV² OP HET VERLOOP VAN DE HAZARD ......................... 439

V.5

DECOMPOSITIE VAN DE VERSCHILLEN IN θ’X TUSSEN NATIONALE GROEPEN ...................................... 440

Lijst van proefschriften…………….………………………………..……442

XIII

Bijgevoegde stellingen

1. Het tariferen van het woon-werkverkeer tijdens de piekuren verhoogt de werkloosheid van laag geschoolden. 2. Het verankeringsdebat van ondernemingen appelleert aan een reëel probleem maar zou beter vertaald worden naar één over Mitbestimmung en participatie in het kapitaal door werknemers. 3. Het ontwikkelingsbeleid zou gebaat zijn met een bevoegdheidsoverdracht naar de Europese Unie; vooral een administratie die richtlijnen voorbereidt en het nationale beleid controleert en evalueert is noodzakelijk.

XIV

Lijst van symbolen en functies Deze lijst omvat alleen de symbolen en functies die in meerdere afdelingen en /of hoofdstukken gebruikt worden. Er wordt telkens aangegeven in welke afdeling van welk hoofdstuk en eventueel in welke veronderstelling of uitdrukking de volledige definitie kan weergevonden worden. De subscripten i en j slaan op werkloze i van nationale groep j.

Omschrijving symbolen normaal alfabet sym-

Omschrijving

Geïntroduceerd

bool

in:

b

Inkomen per tijdseenheid bij werkloosheid

H2, afd. 2, A.2

cj

Aantal gecensureerde intervallen met j telmaanden

H4, afd. 4

Di

Wissel die 1 is bij niet gecensureerde intervallen

H4, afd. 4

e≡eij

Verwachte effectieve arbeidseenheden van een werkloze

H2, afd. 3, B.4

emax

De hoogste e-waarde op een jobmarkt

H2, afd. 4

emin

De laagste e-waarde op een jobmarkt

H2, afd. 4

e*w

Maximaal haalbare e-waarde voor de werkgever met loon w, H2, afd. 3, B.8 zo dat elke werkloze met e <e*w bereid is er te werken

erw

Reservatieniveau van e van de werkgever met het loon w

H2, afd. 3

e'

e-waarde vanaf dewelke de reservatielonen niet bindend zijn

H2, afd 4, (59)

e"

e-waarde vanaf dewelke de uitstroomkans nul is, valt samen H2, afd. 4, (59) met ewr min als wmin >b, anders gelijk aan erb

er1

Reservatieniveau van de werkgever met het hoogste loon w=max(wmin,wr1)

H2, afd. 4, (43)

er2

Reservatieniveau van de werkgever met

er3

Reservatieniveau van werkgever met w een fractie lager dan App (A.II.15)

H2, afd. 4, (49)

wr1 fj

Onvoorwaardelijke discrete uitstroomkans

H4, afd. 3

hj, hl, hk Voorwaardelijke discrete uitstroomkans

H4, afd. 3

j

Nationale groep /

H2, afd. 2

Aantal geobserveerde telmaanden, realisatie van Ji

H4, afd. 4

XV m

Het aantal maanden in de observatieperiode(=60)

H4, afd. 4

n

De contractduur

H3, afd. 4

nj, nl

Het aantal werklozen dat uitstroomt na j, l maand

H4, afd. 3

qij

Werkelijke effectieve arbeidseenheden van een werkloze

H2, afd. 3, B.4

r

Intrestvoet bij het actualiseren door werkgevers en werklozen H2, afd. 2, 3

rj, rl

Het aantal individuen nog werkloos op moment j of l

H4, afd. 3

t

Werkloosheidsduur, realisatie van Ti

H4, afd 3, 4

U

Het aantal werklozen op een jobmarkt

H2, afd 4, C.4

uij

Storingsterm bij individuele test-score werkloze

H3, afd. 1, D.3

V

Het aantal vacatures op een jobmarkt

H2, afd. 4, C.4

vi

Variabele die niet geobserveerde heterogeniteit weergeeft

H4, afd. 4

vij

Vector van individuele kenmerken van een werkloze

H3, afd 1, (2)

Vvw

Actuele waarde van het zoeken naar een werknemer

H2, afd. 3

Vue≡Vuij Actuele waarde van het zoeken naar werk als werkloze

H2, afd. 2

Wi

Wissel, gelijk aan 1 voor werklozen in wachttijd

H4, afd. 4

w

Loon aangeboden in een vacature

H2, afd 2, A.4

wmax

Hoogst aangeboden loon op een jobmarkt

H2, afd. 2, A.9

wmin

Laagst aangeboden loon op een jobmarkt

H2, afd. 2, A.9

w*e≡w*i Maximaal haalbare loon van een werkloze, zo dat elke H2, afd. 2, A11 j

vacature met een lager loon open staat voor die werkloze

wre≡wrij

Reservatieloon van een werkloze

wr1

Reservatieloon van de werklozen met e

H2, afd 2. ≥er1

H2, afd.4, (45)

wr2

er2

Reservatieloon van de werklozen met e tussen

w6-w9

Aantal werklozen in wachttijd met een geobserveerde duur H4, afd 4,

en

er3

H2, afd.4

van 6 tot 9 maand

App V.3

xi

Vector van verklarende variabelen in regressie

H4, afd. 4, (32)

yij

Het resultaat van een individuele test van een werkloze

H3, afd. 1, D.3

y" j

y-waarde waaronder de uitstroomkansen 0 zijn voor groep j

H5, afd. 2, (3)

XVI

Omschrijving Griekse symbolen sym-

Omschrijving

bool α β

Geïntroduceerd in:

Intensiteit waarmee werkgevers werklozen ontmoeten

H2, afd. 3, B.6

/ parameter in Weibull verdeling

/ H4, afd. 4

Intensiteit waarmee werklozen werkgevers ontmoeten

H2,

afd.

2,

A.10 δij

Intensiteit waarmee een werkloze werkaanbiedingen krijgt

H2, afd. 2, A.3

γj

Gewicht van y-score bij bepalen e-waarde

H3,afd.1, 2, (3) of (15)

η²j

Variantie van het verschil tussen µ*j en µj

H3, afd. 2, E.2

µj

Gemiddelde van qij voor nationale groep j

H3, afd. 1, D.5

µ*j

Schatter van µj gehanteerd door werkgever(s)

H3, afd. 2, E.1

θ

Vector coëfficiënten van verklarende variabelen in regressie

H4, afd. 4, (32)

θ0

Constante term in regressie

H4, afd. 5

σ e2 j

Variantie van eij in nationale groep j

H3, afd. 2, (21)

σ q2 j

Variantie van qij in nationale groep j

H3, afd. 1, D.5

σ u2 j

Variantie van uij in nationale groep j

H3, afd. 1, D.3

σv²

Variantie van vi, maatstaf niet geobserveerde heterogeniteit

H4, afd. 4

σ y2 j

Variantie van yij in nationale groep j

H3, afd.

τij≡τe

Uitstroomintensiteit uit de werkloosheid of hazard

H2, afd. 2, 4

ω

Natuurlijke logaritme van σv²

H5, afd. 3, (5)

XVII

Omschrijving functies met symbolen niet opgenomen onder punt 1 en 2 Functie

1

Omschrijving

Geïntroduceerd in:

f(t), fi(t) Dichtheidsfunctie van de werkloosheidsduur fw(e)

App IV.1

Dichtheidsfunctie van de e-waarden van werklozen die bereid H2, afd. 3 zijn bij de werkgever met het loon w te werken

gij(w)

Dichtheidsfunctie van de lonen aangeboden aan een werkloze H2, afd. 2, A.5

h(w)

Dichtheidsfunctie van de op een jobmarkt aangeboden lonen

θ(vij)

Transformatie van individuele kenmerken die leidt tot y- H3, afd. 1, (2)

H2, afd. 2, A.9

waarde m(w)

Het aantal nieuwe vacatures met loon w per tijdseenheid

H2, afd. 4, C.5

n(e)

Het aantal nieuwe werklozen van type e per tijdseenheid

H2, afd. 4, C.5

p(e)

Dichtheidsfunctie van de e-waarden van werklozen op een H2, afd. 2, A.3 jobmarkt

S(t),Si(t) Overlevingsfunctie in de werkloosheid

App IV.1

τ0(t)

H4, afd. 4, (32)

De basishazard

τ(t), τi(t) Hazard als functie van de doorstane werkloosheidsduur

App IV.1

υ(w)

H2, afd. 4

1

Intensiteit waarmee een vacature met loon w ingevuld wordt

De bijbehorende verdelingsfunctie of cumulatieve dichtheid wordt telkens weergegeven door een hoofdletter.

XVIII

Lijst van tabellen Tabel

Titel

1.1

Het opleidingsniveau van de beroepsbevolking per leeftijdsgroep en nationaliteit in

Pagina p. 42

1997, mannen 1.2

Het opleidingsniveau van de beroepsbevolking per leeftijdsgroep en nationaliteit in

p. 43

1997, vrouwen 1.3

Zelf gerapporteerde werkloosheid per nationaliteit op 1 maart 1991, mannen

p. 58

1.4

Zelf gerapporteerde werkloosheid per nationaliteit op 1 maart 1991, vrouwen

p. 59

1.5

Aantal arbeiders en bedienden per nationaliteit en geslacht in het arrondissement

p. 63

Antwerpen, tweede kwartaal 1991 1.6

De maandelijkse brutolonen en -wedden van mannelijke arbeiders en bedienden in

p. 66

het arrondissement Antwerpen, tweede kwartaal 1991 1.7

Het percentage van het loonsverschil met de Belgen dat verklaard wordt door

p. 67

verschillen in de verdeling van werknemers over bedrijfstakken 2.1

Het effect van het introduceren van een minimumloon op de uitstroomintensiteit uit

p. 144

de werkloosheid 2.2

Het effect van een discrete daling van β op de uitstroomintensiteit uit de

p. 150

werkloosheid bij een constante α 2.3

Het effect van een discrete toename van α op de uitstroomintensiteit uit de

p. 152

werkloosheid bij een constante β 3.1

Het vereist scholingsniveau volgens functie

p. 212

3.2

Beroepsstatuut van mannen met een betrekking, wonend in het Vlaams Gewest in

p. 215

1995 3.3

Beroepsstatuut van vrouwen met een betrekking, wonend in het Vlaams Gewest in

p. 215

1995 4.1

Categorieën in het RVA-bestand van 31 december 1993

p. 229

4.2

Bestemming uitgestroomde werkzoekend werkloze mannen in 1989-1993

p. 233

4.3

Bestemming uitgestroomde werkzoekend werkloze vrouwen in 1989-1993

p. 235

4.4

Berekening van de maandelijkse hazard met de Kaplan-Meier methode

p. 245

4.5

Resultaten van een parametrische schatting zonder verklarende variabelen

p. 269

4.6

Resultaten van een parametrische schatting met enkel correctie voor rechtse

p. 273

censurering 5.1

Het opleidingsniveau van werklozen in wachttijd

p. 286

5.2

Resultaten van een Log-Rank en Wilcoxon-toets voor verschillen in de

p. 289

XIX overlevingsfunctie in de werkloosheid met de Belgen 5.3

Gemiddelde werkloosheidsduur bij mannen jonger dan 25 jaar, niet in wachttijd

p. 291

5.4

Gemiddelde werkloosheidsduur bij vrouwen jonger dan 25 jaar, niet in wachttijd

p. 292

5.5

Kenmerken van werkzoekend werkloze mannen tussen 18 en 30 jaar, niet in

p. 295

wachttijd 5.6

Kenmerken van werkzoekend werkloze vrouwen tussen 18 en 30 jaar, niet in

p. 297

wachttijd 5.7

Activiteitsgraad en werkloosheidsgraad in het Vlaams Gewest van 1988 tot 1994

p. 299

5.8

Schatting van de hazard bij mannen tussen 18 en 30 jaar, niet in wachttijd, periode

p. 306

1989-1993 5.9

Schatting van de hazard bij vrouwen tussen 18 en 30 jaar, niet in wachttijd, periode

p. 307

1989-1993 5.10

De effecten van wonen in een concentratiegemeente

p. 314

5.11

De verschillen in de hazard bij een doorstane duur van 0 en 7 maanden, mannen

p. 324

5.12

De verschillen in de hazard bij een doorstane duur van 0 en 7 maanden, vrouwen

p. 327

5.13

Parametrische schatting van θ0 en σ²v bij een exponentieel verdeelde duur met niet-

p. 330

geobserveerde heterogeniteit 5.14

Gemiddelde duur van de afwezigheid uit de werkloosheid na uitstroom per

p. 341

opleiding bij mannen niet in wachttijd tussen 18 en 30 jaar bij het begin van de werkloosheid 5.15

Gemiddelde duur van de afwezigheid uit de werkloosheid na uitstroom per

p. 341

opleiding bij vrouwen niet in wachttijd tussen 18 en 30 jaar bij het begin van de werkloosheid A.I.1

Werkloosheid per provincie in maart 1991, mannen

p. 390

A.I.2

Werkloosheid per provincie in maart 1991, mannen

p. 390

A.I.3

Italiaanse, Marokkaanse en Turkse beroepsbevolking per provincie, maart 1991

p. 391

A.III.1

Resultaten van een praktijktest van discriminatie op basis van herkomst

p. 419

A.IV.1

Berekening van de (vertekende) Kaplan-Meier schatter bij werklozen in wachttijd

p. 426

A.V.1

Toets van de hypothese van geen verschillen tussen Marokkanen en Turken

p. 432

A.V.2

De opleiding van werkzoekend werkloze mannen in wachttijd jonger dan 25 jaar

p. 433

A.V.3

De opleiding van werkzoekend werkloze mannen niet in wachttijd jonger dan 25

p. 433

jaar A.V.4

De opleiding van werkzoekend werkloze vrouwen in wachttijd jonger dan 25 jaar

p. 434

A.V.5

De opleiding van werkzoekend werkloze vrouwen niet in wachttijd jonger dan 25

p. 434

jaar

XX A.V.6

Parametrische schatting bij een exponentieel verdeelde duur met niet geobserveerde

p. 436

heterogeniteit, groep LSB jonger dan 25 jaar niet in wachttijd A.V.7

Parametrische schatting bij een exponentieel verdeelde duur met niet geobserveerde

p. 437

heterogeniteit, groep LSB jonger dan 25 jaar in wachttijd A.V.8

Decompositie van het verschil in θ’x met de Belgen bij mannen op basis van de

p. 440

coëfficiënten van de Belgen A.V.9

Decompositie van het verschil in θ’x met de Belgen bij mannen op basis van de

p. 440

coëfficiënten van de vreemde nationaliteit A.V.10

Decompositie van het verschil in θ’x met de Belgen bij vrouwen op basis van de

p. 441

coëfficiënten van de Belgen A.V.11

Decompositie van het verschil in θ’x met de Belgen bij vrouwen op basis van de

p. 441

coëfficiënten van de vreemde nationaliteit

Lijst van Figuren Figuur

Titel

2.1

Het verloop van het reservatieloon en de uitstroomintensiteit uit de werkloosheid

Pagina p. 93

als functie van het maximaal haalbare loon als b > wmin 2.2

Het verloop van het reservatieloon en de uitstroomintensiteit uit de werkloosheid

p. 95

als functie van het maximaal haalbare loon als b < wmin 2.3

Een jobmarktevenwicht met wr2 > wmin en er2 > emin

p. 118

3.1

De relatie tussen eij en yij als enkel de µj*’s verschillen

p. 181

3.2

De relatie tussen eij en yij als de y-score voor de groep met de laagste µj* minder

p. 183

precies is 3.3

De relatie tussen eij en yij als de groep met de laagste µj* heterogener is

p. 185

4.1

Overlevingskans in en uitstroomkans uit de werkloosheid in functie van de

p. 246

doorstane werkloosheidsduur op basis van de Kaplan-Meier schatter 4.2

Een voorbeeld van een gecensureerd interval

p. 253

4.3

Een voorbeeld van twee niet gecensureerde intervallen

p. 254

4.4

Twee intervallen van werkzoekenden in wachttijd

p. 256

4.5

De hazard bij parametrische en niet parametrische schatting

p. 270

4.6

Een parametrisch geschatte hazard met enkel correctie voor rechtse censurering

p. 275

5.1

Overlevingskans in de werkloosheid bij mannen jonger dan 25 jaar uit het LSB

p. 288

5.2

Overlevingskans in de werkloosheid bij vrouwen jonger dan 25 jaar uit het LSB

p. 288

5.3

Duur werkloosheid in functie van opleiding en nationaliteit bij mannen

p. 293

XXI 5.4

Duur werkloosheid in functie van opleiding en nationaliteit bij vrouwen

p. 293

5.5

Theoretische hazard en potentiële ervaring bij basisgroep mannen

p. 309

5.6

Theoretische hazard en potentiële ervaring bij basisgroep vrouwen

p. 309

5.7

Decompositie van het verschil in θ’x met de Belgen op basis van de coëfficiënten

p. 319

van de Belgen, mannen 5.8

Decompositie van het verschil in θ’x met Belgen op basis van de coëfficiënten van

p. 322

de vreemde nationaliteiten, mannen 5.9

Decompositie van het verschil in θ’x met de Belgen op basis van de coëfficiënten

p. 326

van de Belgen, vrouwen 5.10

Decompositie van het verschil in θ’x met de Belgen op basis van coëfficiënten

p. 326

vreemde nationaliteiten, vrouwen 5.11

De hazard bij mannen jonger dan 30 jaar niet in wachttijd

p. 336

5.12

De hazard bij vrouwen jonger dan 30 jaar niet in wachttijd

p. 336

A.II.1

Het evenwicht in het model van Devine en Kiefer

p. 392

A.II.2

Het evenwicht als reservatielonen en reservatieniveau ’s nooit bindend zijn

p. 400

A.II.3

Het evenwicht als enkel (sommige) reservatieniveau’s van e bindend zijn

p. 401

A.II.4

Een evenwicht met wmin > wr2 en emin > er2

p. 405

wr2

en emin <

er2

A.II.5

Een evenwicht met wmin >

p. 405

A.II.6

Een ander evenwicht met wmin > wr2 en emin < er2

p. 406

A.II.7

Loonsverdeling in Pennsylvania en New Jersey

p. 414

A.IV.1

Vertekende overlevingskans en uitstroomkans in functie van de doorstane

p. 427

werkloosheidsduur bij werklozen in wachttijd A.V.1

Het effect van σv² op het verloop van de hazard bij θ0= -0.6197

p. 439

A.V.2

Het effect van σv² op het verloop van de hazard bij θ0= -1.497

p. 439

1

Algemene Inleiding Het uitgangspunt van dit proefschrift is de massale werkloosheid en de significant langere werkloosheidsduur, zelfs na controle voor gevolgde opleiding en andere factoren, van mannen en vrouwen uit de Turkse en Marokkaanse nationale groep2 in België. Onderzoek van de VDAB in 12 Vlaamse Gemeenten (Van den Broeck, 1999) wees uit dat in december 1998, 27.4 % van de mannen tussen 18 en 50 jaar uit de Turkse of Marokkaanse nationale groep3 werkloos was4. Dit staat tegenover een werkloosheidsgraad van 5% bij de mannen tussen 18 en 50 jaar uit de Belgische nationale groep in dezelfde gemeenten. Uit ons eigen onderzoek bij jonge Belgen en vreemdelingen met een Belgisch diploma blijkt dat het diploma, de sector van vorige tewerkstelling, het instroomjaar, de provincie en de leeftijd slechts een gedeelte van het verschil in werkloosheidsduur met de Belgen verklaren (zie hoofdstuk 5). Caestecker en van de Voorde (1996) vinden dat Turkse en Marokkaanse schoolverlaters met een diploma uit het beroeps of technisch middelbaar onderwijs kleinere kansen hebben werk te vinden dan Belgische schoolverlaters met een gelijk diploma. Hun steekproef omvat ook genaturaliseerde Belgen van Turkse en Marokkaanse afkomst. In dit proefschrift wordt een verklaring gegeven voor deze resultaten. Daartoe wordt verder gebouwd op de theorie rond statistische discriminatie en wordt een zoekmodel van werkgevers en werklozen op de jobmarkt ontwikkeld. Vanuit die dubbele benadering leiden wij een aantal stellingen af die empirisch getoetst worden. De termen statistische discriminatie en jobmarkt worden verder toegelicht. De jobmarkt is de plaats waar werkgevers met een vacature en werkzoekenden elkaar 2

Iemands nationale groep wordt bepaald door de (oorspronkelijke) nationaliteit van zijn recente naamgevende voorouders. Zij omvat immigranten en hun kinderen en kleinkinderen, ook diegene die (door naturalisatie of automatisch) Belg geworden zijn. Wij geven een definitie in hoofstuk 1. De gehele groep van immigranten uit arme landen en hun kinderen wordt in het proefschrift ook aangeduid met de term “allochtonen”. 3

In het VDAB- onderzoek werd bepaald of een werkzoekende tot de Turkse of nationale groep (de studie spreekt van “etnische” groep) of die van een Maghreb land behoort via een programma voor naamherkenning. Dat is een operationalisering van onze definitie van de nationale groep. 4

Bij de vrouwen uit de Maghrebijns/Turkse bevolking is tussen de 18 en de 30 jaar 35% werkloos. Boven de 30 jaar is de werkloosheid bij de vrouwen er lager dan bij de mannen door een geringe participatiegraad.

2 ontmoeten. Zij wordt gekenmerkt door zoekkosten en imperfecte informatie, zowel voor werkgevers als werkzoekenden, en is veel minder georganiseerd dan de markt voor bestaande contracten5. Werkgevers noch werklozen weten wanneer zij een aanbieding krijgen en wat de kwaliteit ervan zal zijn. Ook na een (eerste) contact in het kader van een sollicitatie blijft het voor de werkgever moeilijk zich een juist beeld te vormen over de vaardigheden van een individuele kandidaat. Bij wijzigingen in de conjuctuur is het vooral de jobmarkt die de klappen opvangt, via aanzienlijke schommelingen in het aantal vacatures en werklozen. De werking van de jobmarkt kreeg aandacht in de literatuur rond zoekmodellen voor werklozen en werkgevers met een vacature6. In deze zoekmodellen komt wat gebeurt op de jobmarkt vaak naar voor als een resultante van het globale economisch gebeuren. Het aantal vacatures en de daarbij aangeboden lonen zijn er vaak exogeen. De essentiële veronderstelling, die ook in dit werk gehanteerd wordt, is dat de situatie op de jobmarkt geen directe invloed heeft op de aangeboden lonen en het aantal vacatures (en ontslagen). Er gaat een invloed uit van de jobmarkt op de kosten van werkgevers via de wachttijd voor werknemers en de kwaliteit van de aanbiedingen, maar dat beïnvloedt het aantal vacatures enkel indirect. De aanpassing van de lonen aan de toestand op de jobmarkt wordt gehinderd door administratieve kosten, institutionele loonbepaling (met wettelijke en onderhandelde minimumlonen) en de onwenselijkheid dat loonschalen voor nieuw personeel te ver afwijken van die voor bestaand personeel. Ondanks deze beperkingen van de rol van de jobmarkt, blijft de werking ervan cruciaal. Op de jobmarkt wordt bepaald welke reservatielonen werkzoekenden hanteren en wat de eisen zijn van werkgevers met een vacature. Beide beïnvloeden de kansen voor werklozen om werk te vinden en voor werkgevers om vacatures op te vullen en zo ook de gemiddelde werkloosheidsduur en zoektijd voor werkgevers. Een vraag waarop enkel een model van de jobmarkt een antwoord kan bieden is welke factoren de verdeling van de werkloosheid beïnvloeden. Het is om een antwoord te geven op die vraag dat wij een eigen model van de jobmarkt ontwikkelen.

5 Dat is de plaats waar werkgevers en werknemers die reeds verbonden zijn met een arbeidscontract, vaak via vakbonden en werkgeversorganisaties, onderhandelen over lonen en arbeidsvoorwaarden. 6

Voor een overzicht, zie Devine en Kiefer (1991).

3 Wij gaan er van uit dat de jobmarkt bestaat uit een geheel van segmenten of beroepsgroepen die, zodra het aantal vacatures vast ligt, onafhankelijk van elkaar functioneren, wat impliceert dat de meeste werkzoekenden enkel actief zijn op één dergelijk segment. Binnen elke beroepsgroep bestaat een ordening van werkgevers volgens aangeboden loon7 en van werkzoekenden volgens productieve vaardigheden. Algemeen wordt aangenomen dat de kansen om werk te vinden afhangen van de productieve vaardigheden van een individu. Wij spreken verder van zijn effectieve arbeidseenheden. Die verschillen tussen individuen en hangen af van het uit te voeren werk8. Omwille van de allocatieve efficiëntie, is het wenselijk dat een hoger aantal effectieve arbeidseenheden leidt tot hogere kansen op het vinden van werk en dat dit verband gelijk is ongeacht de nationale groep, het geslacht of andere (voor de productiviteit) irrelevante kenmerken van een werkloze9. Die zwakke formulering van het principe van gelijke kansen10 is echter niet gerealiseerd in de praktijk. Ten eerste is het voor een werkzoekende niet zozeer van belang wat zijn werkelijke effectieve arbeidseenheden zijn, maar wél hoe die ingeschat worden door de werkgevers met een vacature. Ten tweede zijn er marktimperfecties op de jobmarkt, waardoor een hoger verwacht aantal effectieve arbeidseenheden niet altijd omgezet wordt in meer aanbiedingen. Beide soorten imperfecties krijgen aandacht in dit werk. De tweede soort imperfecties worden aan het licht gebracht door het evenwichtsmodel voor de jobmarkt, uitgewerkt in hoofdstuk 2. Wij argumenteren dat de mate waarin hogere verwachte effectieve arbeidseenheden worden omgezet in meer mogelijkheden voor een werkloze afhangen van het aantal (types) werkgevers dat actief is op een jobmarktsegment. Wij tonen ook dat er op de jobmarkt werklozen kunnen zijn zonder uitstroomkansen, ook al 7

Wij veronderstellen expliciet dat de lonen tussen ondernemingen voor het uitoefenen van gelijkaardig werk verschillen. Dat kan omdat mensen met eenzelfde beroep (boekhouder, arbeider, sekretaresse,…) werken in verschillende sectoren, waarvoor verschillende CAO’s gelden. Ook binnen een sector zijn er loonverschillen tussen ondernemingen voor gelijkaardige functies. Sommige werkgevers passen het minimumloon toe, andere bieden bewust een loon dat hoger is (wat kan verantwoord worden vanuit de literatuur rond efficiëntielonen). 8

In een model van “job matching” hangen zij af van de specifieke combinatie van werkgever en werknemer. Dezelfde persoon heeft er bij andere werkgevers een verschillende productiviteit. Wij veronderstellen dat een persoon dezelfde verwachte effectieve arbeidseenheden heeft bij verschillende werkgevers en gaan niet in op het “matching”- probleem. Dat is realistisch zolang men blijft binnen hetzelfde jobmarktsegment. 9

Er zijn zeker Pareto verbeteringen mogelijk als er werklozen zijn die hogere kansen hebben werk te vinden dan andere met hogere effectieve arbeidseenheden. 10

Dit is een zwakke formulering want wij gaan er van uit dat er wel degelijk verschillen in effectieve arbeidseenheden bestaan tussen werkzoekenden op de (een) jobmarkt.

4 is hun verwachte productiviteit hoog genoeg voor een rendabele tewerkstelling tegen het laagst aangeboden loon. Institutionele factoren zoals minimumlonen zijn in de context van ons model van de jobmarkt geen oorzaak van inefficiëntie, wel integendeel. De verlaging of afschaffing ervan leidt wel tot het verhogen van de kansen op het vinden van werk van een groep werklozen met (zeer) lage verwachte productiviteit, maar het verlaagt tegelijkertijd de kans om uit te stromen naar werk voor een groep werklozen met een hogere verwachte productiviteit en een reservatieloon dat tussen het oude en het nieuwe minimumloon in zit. De eerste soort imperfecties leidt tot statistische discriminatie. Werkgevers moeten zich een beeld vormen over de effectieve arbeidseenheden van kandidaten. Dat kan door iedereen uitvoerig te testen. Om op selectiekosten te besparen wordt ook statistische differentiatie toegepast. Daarbij wordt aan de hand van enkele ruwe criteria bepaald of een kandidaat in aanmerking komt om hem/haar verder te testen. Voorbeelden van dergelijke criteria zijn de leeftijd, het diploma en de vermelde ervaring. In het algemeen gaat het om goed observeerbare kenmerken die gecorreleerd zijn met de (niet geobserveerde) effectieve arbeidseenheden van een kandidaat. Deze praktijk is gericht op het verminderen van de kosten van selectie of het afstemmen van de lonen op de werkelijke productiviteit. Dat verhoogt de efficiëntie van de jobmarkt. Zodra werkgevers het geslacht, de huidskleur of de nationale of etnische afkomst hanteren als selectiecriterium rijst er echter een probleem van ongelijke behandeling. Phelps (1972) argumenteerde dat (in de context van discriminatie van zwarten in de Verenigde Staten) de huidskleur een rol kan krijgen bij de selectie of de beloning omwille van de concentratie van zwarten in kansarme buurten en sociaal zwakke groepen. Door die concentratie is de huidskleur gecorreleerd met een geheel van factoren die aanleiding geven tot een lagere productiviteit maar zelf niet direct geobserveerd worden. In een alternatieve verklaring voor verschillen in « productiviteit » tussen groepen stelde Arrow (1973) dat de heersende discriminatie op de arbeidsmarkt zelf aanleiding geeft tot verschillen tussen groepen in investeringen in niet (onmiddellijk) geobserveerde aspecten van menselijk kapitaal11 nodig bij de uitoefening van complexe banen. Deze benadering kende navolging in

11

Arrow (1973) omschrijft dit als volgt: “..the investments are not the usual types of education or experience, which are observable, but more subtle types of personal deprivation and deferment of gratification which lead to

5 de modellen van statistische discriminatie van Coate en Tennyson (1992) en Coate en Loury (1993). Nog anderen werken met een model waarbij werkgevers de individuele productiviteit van zwarten (Oettinger, 1996) of allochtonen (Schmidt, 1993) minder precies kunnen inschatten. Dat kan bijvoorbeeld omdat immigranten vaker geen bekend diploma kunnen voorleggen, of omdat zij in hun gedrag en reacties verschillen van autochtonen, waardoor de werkgever bij die groep over minder betrouwbare individuele informatie beschikt. Lundberg en Startz (1983) gaan er van uit dat leden van dergelijke groepen minder beoordeeld worden op hun individuele kenmerken, waardoor zij minder incentieven hebben om te investeren in menselijk kapitaal. Daardoor ontstaan verschillen in gemiddeld bezit van menselijk kapitaal tussen groepen, wat aanleiding geeft tot statistische discriminatie. De redenering van dit proefschrift ter verklaring van de massale werkloosheid onder immigranten en hun kinderen bestaat uit drie stappen. De eerste stap is de vaststelling van een blijvende achterstand inzake het bezit van menselijk kapitaal bij immigranten uit arme landen en hun kinderen. Immigranten uit arme landen belanden op onze arbeidsmarkt met een geringe voorraad land-specifiek en algemeen menselijk kapitaal12. De generatie van immigranten13, noch die van hun kinderen geboren in het gastland14, slaagt er in om de achterstand ten opzichte van de Belgen inzake scholing en taalkennis volledig weg te werken. De achterstand in menselijk kapitaal zelf kan niet alleen toegeschreven worden aan een geringere motivatie als gevolg van discriminatie op de arbeidsmarkt15, maar ook aan

good performance in skilled jobs, steadiness, punctuality, responsiveness, and initiative”. 12

Land-specifiek menselijk kapitaal omvat diploma’s van Belgische onderwijsinstellingen, kennis van het Nederlands of Frans en van de wetten, normen en omgangsvormen op en buiten de werkvloer. Aspecten van algemeen menselijk kapitaal zijn: kunnen lezen en schrijven en formele scholing in eender welke taal. 13

Uit cijfers van de volkstelling van 1991 blijkt dat de kans dat de eerste generatie Turkse en Marokkaanse immigranten het secundair onderwijs voltooid heeft drie keer kleiner is dan die in de totale bevolking van gelijke leeftijd en sekse (Lesthaege 1999, Eggerickx et al. (1999)). Van de Marokkaanse en Turkse vrouwen tussen 30 en 39 in 1991-1993 (waarvan het grootste gedeelte immigreerde) was slechts resp. 59% en 44% in staat een beetje (of beter) Nederlands en Frans te lezen (Lesthaege (1999) en Surkin (1993)). 14 Dat wil niet zeggen dat de generatiewissel niet belangrijk was. De achterstand met Belgische leeftijd en seksegenoten in de kans op een diploma lager of secundair onderwijs is veel kleiner onder de kinderen en kleinkinderen van immigranten dan bij de immigranten zelf (zie Lesthaege (1999)). Hetzelfde blijkt over cijfers over analfabetisme. Bij de eerste generatie Marokkanen is 21% ongeletterd; bij de tweede generatie is dat slechts 4%. Onder de oudste generatie Marokkanen was zelfs 47 % analfabeet (zie Karen Phalet, Marc Swyngedouw, Kris Deschouwer en Els Witte (1999) in De Morgen, 8/2/99, p 4). 15

Op dat punt gaan wij minder ver dan Arrow (1973), Lundberg en Startz (1983) en Coate en Loury (1993). In hun modellen is discriminatie de enige reden voor minder investeringen in menselijk kapitaal door zwarten.

6 problemen bij de vorming van kinderen16 en een gebrek aan investeringen in land-specifiek menselijk kapitaal door de immigranten17. Deze punten worden uitgewerkt in hoofdstuk 1. Die achterstand inzake scholing en in het algemeen inzake menselijk kapitaal heeft uiteraard op zichzelf een negatieve impact op de uitstroomkansen uit de werkloosheid van immigranten en hun kinderen. Wij stellen dat zij tegelijkertijd de oorzaak is van statistische discriminatie bij aanwerving door werkgevers, waardoor hun kansen op werk verder dalen. Dat is de tweede stap in de redenering. Analoog met de visie van Phelps (1972) geloven wij dat de nationale groep een rol krijgt bij de aanwerving of de beloning omwille van haar correlatie met minder snel observeerbare factoren die leiden tot een lagere productiviteit op de job. Allochtonen uit arme landen wonen vaker in kansarme buurten (zie De Lannoy, Lammens, Lesthaeghe en Willaert (1999)), sturen hun kinderen noodgedwongen naar concentratiescholen en hebben om nog andere redenen (zie eerder) een achterstand inzake menselijk kapitaal, nuttig bij de uitoefening van de meeste banen. Deze factoren leiden er toe dat werkgevers van een allochtoon met hetzelfde diploma als een Belg lagere effectieve arbeidseenheden verwachten18. De derde stap is de transmissie van lagere verwachte effectieve arbeidseenheden naar lagere uitstroomkansen uit de werkloosheid. Dat is, theoretisch gezien, geen noodzakelijk resultaat. In de modellen van de jaren ‘70 waarin statistische discriminatie geïntroduceerd werd, werd uitgegaan van volledige tewerkstelling. Statistische discriminatie leidde er enkel tot loonsverschillen tussen observationeel equivalente individuen van een andere sekse of met een andere huidskleur. In die context verklaarden Aigner en Cain (1977) dat statistische 16

Een relatief gebrek aan menselijk kapitaal bij immigranten sijpelt rechtstreeks over naar hun kinderen. Daarenboven doen zich nog de effecten voelen van kansarme buurten, concentratiescholen, e.d. waardoor er geringere kansen zijn in het onderwijs voor kinderen van immigranten uit arme landen. Deze effecten worden samengevat door de theorie van het « etnisch kapitaal » (Borjas, 1992, 1995) waarbij gesteld wordt dat niet alleen het menselijk kapitaal van de ouders, maar ook de gemiddelde hoeveelheid menselijk kapitaal in de etnische groep een invloed heeft op de vorming van menselijk kapitaal door kinderen. 17

De immigratie naar Noord-Europese landen sinds de jaren 50 was (en is nog steeds) in de hoofden van de meeste immigranten een tijdelijke migratie. De bedoeling is een paar jaar te komen werken en nadien terug te keren met een gespaard bedrag. Weinig immigranten uit arme landen hadden (hebben) de bedoeling ook hun oude dag in een Noord-Europees land door te brengen. Dustmann (1991) toonde aan dat immigranten minder investeren in land-specifieke aspecten van menselijk kapitaal naarmate de geplande verblijfsduur korter is. 18

Bijkomende oorzaken van een lagere verwachte productiviteit van allochtonen zijn problemen van communicatie op de werkvloer (door culturele verschillen en vooroordelen langs de twee kanten, zie Van de Voorde (1996)) of racisme door werkgevers, werknemers of klanten.

7 discriminatie niet beschouwd kan worden als economische discriminatie omdat het gemiddeld aan elke groep aangeboden loon overeenstemt met het de gemiddelde productiviteit van de groep. Gegeven de zeer hoge werkloosheidscijfers voor allochtonen, het bestaan van minimumlonen en de belangrijke conjuncturele component van de werkloosheid in een land als België moet de hypothese van volledige tewerkstelling echter verworpen worden. Wij argumenteren dat in België discriminatie in beloning in de praktijk minder belangrijk is dan discriminatie bij aanwerving. Het bestaan van discriminatie bij aanwerving op basis van de nationale groep in België werd reeds aangetoond in de DWTC–studie "Etnische discriminatie bij aanwerving” (1997). Daarbij werd gebruik gemaakt van de methode van de praktijktest. Daaruit blijkt dat discriminatie van jonge mannen van Marokkaanse herkomst, gedetecteerd in één vierde tot één derde van de contactnames met een werkgever met een vacature, een kwantitatief belangrijk fenomeen is in de drie Gewesten19.Wij tonen ook dat de loonsverschillen tussen Belgen en Turken en Marokkanen in grote mate kunnen verklaard worden door verschillen in de verdeling van de tewerkstelling over sectoren en (vooral) het soort van de banen (arbeider of bediende) waarin deze groepen terechtkomen (zie hoofdstuk 1). De hierboven geschetste redenering wordt opgebouwd in het theoretisch deel, dat drie hoofdstukken omvat. In hoofdstuk 1 worden de begrippen nationale groep, (economische) discriminatie en statistische discriminatie gedefinieerd en wordt ingegaan op de achterstand inzake menselijk kapitaal van immigranten uit arme landen en hun kinderen. In hoofdstuk 2 wordt een model ontwikkeld voor de werking van de jobmarkt. Het moet een antwoord geven op de vraag of en hoe een hoger verwacht aantal effectieve arbeidseenheden (of efficiëntie-eenheden) voor een werkloze leidt tot hogere uitstroomkansen uit de werkloosheid. Het bestaan van een positief verband tussen die twee is noodzakelijk wil men de

theorie

van

statistische

discriminatie

kunnen

toetsen

op

basis

van

werkloosheidsduurgegevens. Wij leiden een evenwichtsmodel af voor de jobmarkt, waar werkgevers met een vacature en werkzoekende werklozen samengebracht worden. Er is speciale aandacht voor de situatie van werklozen met geringe verwachte vaardigheden en 19

De resultaten van dit onderzoek en de gebruikte methodologie worden beschreven in bijlage III.1.

8 voor de effecten van minimumlonen en de verhouding vacatures/werklozen op de uitstroomkansen van die groep. In hoofdstuk 3 wordt, vertrekkende van het model van Phelps (1972) en Aigner en Cain (1977), een algemeen model van statistische discriminatie afgeleid. In dat model zijn de verwachte effectieve arbeidseenheden van een werkzoekende een gewogen gemiddelde van een individuele “testscore” (die ervaring, opleiding, geobserveerde houding, e.d. synthetiseert) en de inschatting van de werkgevers over de gemiddelde effectieve arbeidseenheden in de nationale groep van de werkzoekende. Als de selectie in meerdere rondes gebeurt, waarbij er in iedere ronde een aantal kandidaten afvalt, worden werklozen uit nationale groepen met een gemiddeld tekort aan menselijk kapitaal minder op hun individuele kenmerken beoordeeld. In verhouding tot hun werkelijke productiviteit zijn zij ook ondervertegenwoordigd in de tewerkstelling. De resultaten van het theoretisch deel werden getoetst met RVA-gegevens. Het empirisch deel bestaat uit twee hoofdstukken. Hoofdstuk 4 is methodologisch. Er wordt een oplossing geformuleerd voor klassieke problemen in duuranalyse, zoals rechtse censurering en nietgeobserveerde heterogeniteit, maar ook voor een meetprobleem bij werkzoekenden in wachttijd en voor de niet-observatie van sommige kleine werkloosheidsintervallen. De oplossing van die 2 problemen is vooral belangrijk bij parametrische schatting. In hoofdstuk 5 wordt indirecte empirische evidentie gegeven voor het bestaan van discriminatie en de rol van statistische discriminatie daarbij. De evidentie voor discriminatie volgt uit de systematisch lagere uitstroomkansen uit de werkloosheid bij Marokkanen, Turken en Italianen dan bij Belgen, ook na controle voor vraag en aanbodfactoren. Meer specifieke evidentie voor de rol van statistische discriminatie volgt uit het verschil in het verloop van de uitstroomintensiteit uit de werkloosheid tussen Belgen en allochtonen. Bij Belgen is de uitstroomintensiteit een sterker dalende functie van de reeds doorstane werkloosheidsduur dan bij allochtonen. Dat wijst op een grotere heterogeniteit van de groep werkloze Belgen. Het verschil in patroon is exact wat kan verwacht worden als werkgevers statistische discriminatie toepassen. Die leidt er toe dat allochtonen minder op hun

9 individuele kenmerken geselecteerd worden, waardoor die groepen ook homogener zijn wat hun uitstroomkansen uit de werkloosheid betreft. In hoofdstuk 5 wordt ook evidentie gegeven voor het bestaan van een grote groep laaggeschoolde allochtonen zonder reële kansen op een normale baan. Wij gaan er ook de effecten na van concentratie van allochtonen in provincies, onderwijsrichtingen en sectoren. Het werk wordt afgerond met hoofdstuk 6, waarin de belangrijkste resultaten van het onderzoek worden samengevat en ingegaan wordt op de beleidsconclusies.

10

Deel I Statistische discriminatie en de werking van de jobmarkt

___________________________________________________________________________ Nummer 134

2000

Hoofdstuk 1: Discriminatie, achterstelling en achterstand van allochtonen

11

Hoofdstuk 1 Discriminatie, achterstelling en achterstand van allochtonen In dit eerste hoofdstuk worden een aantal concepten gedefinieerd en worden de algemene uitgangspunten geformuleerd. In afdeling 1 wordt uitvoerig ingegaan op de definiëring van de begrippen nationale groep, discriminatie en economische discriminatie, achterstelling, statistische discriminatie alsook het onderscheid tussen loon- en baandiscriminatie. Die uiteenzetting is niet alleen nodig voor een goed begrip van wat volgt, zij kan ook het debat, zowel over de problematiek van allochtonen als die van discriminatie, verfijnen. In afdeling 2 wordt het verband gelegd tussen de theorie van statistische discriminatie en de bestaande theorieën over de opbouw van menselijk kapitaal door immigranten en hun kinderen. Daar wordt de stelling verdedigd dat discriminatie zich kan enten op verschillen in het gemiddelde bezit van menselijk kapitaal door nationale groepen. Dit is een cruciaal uitgangspunt van dit werk. Afdeling 3 is een verkenning van wat eenvoudig cijfermateriaal zegt over de positie op de arbeidsmarkt van allochtonen, het bestaan van discriminatie en de mogelijke gevolgen van deze discriminatie in België. In deze afdeling wordt een verantwoording gegeven voor onze aandacht voor discriminatie bij aanwerving en baandiscriminatie in het algemeen ten nadele van loondiscriminatie. De hoge werkloosheidsgraden voor allochtonen vormen een aanleiding voor de veronderstellingen over rigide lonen geformuleerd in hoofdstuk 2.

Hoofdstuk 1: Discriminatie, achterstelling en achterstand van allochtonen

12

1 Introductie van enkele begrippen In sectie 1.1 wordt het door ons geïntroduceerde begrip “nationale groep” voorgesteld. In sectie 1.2 wordt een definitie gegeven van discriminatie. Deze definitie wordt er vergeleken met de interpretatie die door andere auteurs aan dit concept gegeven wordt. In sectie 1.3 wordt uitgelegd wat bedoeld wordt met statistische discriminatie.

1.1

De nationale groep

Het is conceptueel niet moeilijk om een onderscheid te maken tussen een immigrant (een persoon die zich voor een zekere tijd20 of permanent in een nieuw land gevestigd heeft) en zijn kind dat in het nieuwe land geboren is, of er een groot deel van zijn jeugd school gelopen heeft. Toch wordt, zeker in de Belgische context, vaak gebruik gemaakt van de term "migrant", zowel om te verwijzen naar de groep van gastarbeiders en recente immigranten uit Zuid- (of Oost-) Europa, Turkije of de Magreb landen, als naar hun kinderen of kleinkinderen die in België geboren zijn of er school gelopen hebben. Exemplarisch hiervoor is het rapport van het Koninklijk commissariaat voor het migrantenbeleid van 1990 21. In andere studies vermijdt men de term migrant, maar hanteert men de term "allochtoon" . Zo omschrijven Veenman en Roeland (1990) allochtonen als: “diegenen die sedert de tweede wereldoorlog naar Nederland immigreerden en thans nog hier woonachtig zijn, alsook hun nakomelingen, evenzeer voor zover zij hier nog woonachtig zijn"

De door Veenman en Roeland gegeven omschrijving van het begrip allochtoon komt, Nederland 20

21

Op het belangrijk onderscheid tussen tijdelijke en permanente migratie wordt ingegaan in afdeling 2.

De auteurs van dat rapport maken gebruik van termen zoals migrantenjongeren of migrantenleerlingen, maar spreken ook van jongeren uit etnische minderheden, of Marokkaanse / Spaanse... jongeren uit de tweede generatie. In de uitgebreide versie van het rapport is er aandacht voor de leefwereld, de integratie (o.m. in de jeugdbeweging...) de situatie in het onderwijs en op de arbeidsmarkt van de genoemde groepen.

Hoofdstuk 1: Discriminatie, achterstelling en achterstand van allochtonen

13

vervangend door België, in grote mate overeen met de groep die ook ons materieel object van studie vormt. De gebruikte term is echter niet voldoende specifiek voor onze theoretische analyse. Die vereist dat er een onderscheid kan gemaakt worden tussen allochtonen volgens hun land van herkomst of dat van hun ouders of voorouders. Zo is de situatie op de Belgische arbeidsmarkt van personen van Nederlandse, Italiaanse of Marokkaanse origine anders dan die van personen van Turkse origine22. Tegen het gebruik van de term allochtoon (=vreemdeling) voor kinderen van immigranten kan men gelijksoortige semantische bezwaren aanvoeren als tegen dat van de term migrant. Kinderen van immigranten die in België geboren zijn, of er school gelopen hebben, en die zich mogelijk meer verbonden voelen met België dan het land van herkomst van hun ouders, migrant of allochtoon noemen is dubbelzinnig. In een aantal studies23 wordt een migrant operationeel gedefinieerd als een niet-Belg die in België verblijft. De betreffende auteurs vermelden dat zij het liefst zouden werken met informatie over verschillende etnische groepen, maar dat zij omdat er alleen gegevens over de nationaliteit beschikbaar zijn, verplicht zijn te werken met de nationaliteit. Ook in de gegevens waarover wij beschikken wordt enkel een onderscheid gemaakt op basis van de nationaliteit. De nationaliteit heeft op zich (als mogelijk criterium van discriminatie) een plaats binnen onze theoretische analyse. Toch is er ook nood aan een ruimer concept. Zo hebben een aantal immigranten en hun kinderen en kleinkinderen de Belgische nationaliteit verworven24. Op basis van hun naam, of uitzicht kunnen zij evenwel nog steeds onderscheiden worden van andere Belgen. Ook zij zouden het slachtoffer van discriminatie kunnen worden. Om ook de kinderen en kleinkinderen van immigranten op te kunnen nemen in de analyse wordt een nieuw concept, dat van de nationale groep geïntroduceerd.

Definitie 1: de nationale groep

22

De cijfers per nationaliteit gegeven in afdeling 3 vormen daarvan een illustratie.

23

Zie Rosvelds, Martens, Abedeljelil en Arryn (1993, p 7) en Van de Voorde en Caestecker (1996, p 4).

24 In bijlage I.1 wordt de wetgeving die in België geldt in verband met verwerving van de Belgische nationaliteit kort toegelicht. Voor een meer uitgebreide bespreking van de recente wetswijzigingen en de kwantitatieve effecten daarvan verwijzen wij naar Dubuisson en Poulain (1992).

Hoofdstuk 1: Discriminatie, achterstelling en achterstand van allochtonen

14

De oorspronkelijke25 nationaliteit van een immigrant bepaalt zijn nationale groep en die van de kinderen en kleinkinderen waaraan hij zijn familienaam geeft26. Personen wier naamgevende ouder en grootouder geen immigrant is behoren tot de Belgische nationale groep.

Uit deze definitie volgt dat het kind, of kleinkind van een Turkse immigrant dat de Belgische nationaliteit verworven heeft blijft deel uitmaken van de Turkse nationale groep. De nationale groep is in de praktijk een uitbreiding van de nationaliteit. Nagenoeg alle personen met een bepaalde vreemde nationaliteit maken deel uit van de overeenstemmende nationale groep27. Verder zullen ook de meeste afstammelingen van de vreemdelingen die na de tweede wereldoorlog in België immigreerden tot een niet-Belgische nationale groep behoren28. Door het lidmaatschap van een vreemde nationale groep te beperken tot de kinderen en kleinkinderen van een immigrant kan vermeden worden dat de opdeling volgens nationale groep een louter formele opdeling wordt. Zonder een dergelijke beperking zouden bijvoorbeeld afstammelingen in mannelijke lijn van een uit de 16-de eeuw overgekomen Spaanse soldaat nog steeds tot de Spaanse nationale groep behoren. De term nationale groep is nuttig omdat zij overeenstemt met dat deel van de bevolking waarnaar onze aandacht uitgaat. Het concept heeft ook een aantal eigenschappen die het aantrekkelijk maken om er gebruik van te maken in de context van statistische discriminatie (zie verder). De eerste van die eigenschappen is dat personen die behoren tot een bepaalde nationale groep wellicht herkenbaar zullen zijn aan hun familienaam29. Die herkenbaarheid opent de mogelijkheid tot discriminatie30. Een tweede eigenschap waarin de nationale groep verschilt met de nationaliteit is dat het niet de 25

Dus niet de Belgische nationaliteit die eventueel verkregen werd door naturalisatie.

26

In België is dat de vader bij gehuwde moeders en de moeder bij niet gehuwde moeders.

27 Achterkleinkinderen van immigranten (die buiten de definitie van de nationale groep vallen) krijgen sinds 1992, net zoals kleinkinderen van immigranten automatisch de Belgische nationaliteit (zie bijlage I.1). 28

Behalve de kinderen uit gemengde huwelijken waarvan de vader uit de Belgische nationale groep kwam.

29

Uiteraard speelt naast de familienaam ook de voornaam een rol. De voorwaarde dat alleen de naamgevende ouder of grootouder de nationale groep doorgeeft zorgt voor eenduidigheid in het geval van gemengde gezinnen. Men kan die voorwaarde laten vallen, maar dan verliest de nationale groep een aspect van wat haar voor ons theoretisch aantrekkelijk maakt: de herkenbaarheid op basis van de familienaam. 30

Werkgevers, verhuurders of afnemers krijgen sneller informatie over de naam dan over de nationaliteit.

Hoofdstuk 1: Discriminatie, achterstelling en achterstand van allochtonen

15

persoon zelf is die kan beslissen tot welke nationale groep hij behoort. Toegang verkrijgen tot de Belgische nationaliteit gaat niet altijd eenvoudig (of snel), maar is ook niet onmogelijk. Het feit dat men niet van nationale groep kan veranderen, net zoals men moeilijk van huidskleur of geslacht kan veranderen maakt het eenvoudiger om discriminatie van personen van een bepaalde nationale groep te veroordelen. Theoretisch kan de nationale groep als een exogene beschouwd worden, wat niet noodzakelijk het geval is met de nationaliteit. De nationale groep is een neutraal concept. Er bestaat in België, naast een Turkse en een Marokkaanse onder meer een Italiaanse, een Nederlandse, een Duitse en een Franse nationale groep. De hier ontwikkelde theorie moet evenzeer een verklaring bieden voor de arbeidsmarktsituatie van personen uit deze laatste groepen dan voor die van de personen uit de Turkse en de Marokkaanse nationale groep. Men kan zich afvragen waarom wij ons de moeite getroosten om een nieuw concept te definiëren, en niet gewoon terugvallen op de bestaande term etnische groep31. Alhoewel ook heel wat economen32 er gebruik van maken, verkiezen wij niet te werken met dit moeilijk te definiëren concept33. Een verschil met een nationale groep is alvast dat een etnische groep in principe niet verbonden is aan één nationaliteit en één nationaliteit niet noodzakelijk één etnische groep impliceert. Zo kan men spreken van een Turkse en een Koerdische etnische groep, terwijl beide groepen tot de Turkse nationale groep behoren. Het concept nationale groep is daardoor inhoudelijk armer dan het concept etnische groep. Behoren tot eenzelfde nationale groep impliceert helemaal niet dat men hetzelfde waardepatroon hanteert, dezelfde taal spreekt of dezelfde religieuze overtuiging heeft of dat het samenleven geregeld wordt door dezelfde instituties. De reden waarom wij toch opteren voor het concept nationale groep is tweevoudig: 1 In een model van statistische discriminatie (zie verder), alsook in bepaalde varianten van de menselijk kapitaalbenadering is de inhoudelijke rijkdom van een concept als de etnische groep 31

Wij zijn dankbaar dat Bart Capeau (KUL) ons wees op de gevaren van de term etnische groep en het gebruik van het concept nationale groep suggereerde. Wij zijn zelf verantwoordelijk voor de hier gegeven definitie. 32

33

Zie onder meer Chiswick (1978), Lalonde en Topel (1990) en Borjas (1992, 1995)

Zo schrijft Lesthaege (1999, p 15): ”…, an ethnic group is not an objective collection of individuals, but an ever changing subjective and social creation by both ‘insiders’ and ‘outsiders’, with boundary specifications that are totally dependent on specific and temporary situations and contexts ”.

Hoofdstuk 1: Discriminatie, achterstelling en achterstand van allochtonen

16

niet nodig. Het concept nationale groep volstaat34. 2 De nationale groep staat dichter bij de nationaliteit waarover wij gegevens hebben. Het verschil tussen de nationale groep en de nationaliteit is theoretisch duidelijk en kan kwantitatief benaderd worden35.

1.2

Discriminatie

Er is een verschil tussen de maatschappelijke betekenis van discriminatie en wat vele economen verstaan onder deze term. De in de economische literatuur naar voor geschoven definities van discriminatie wijken niet alleen af van de gangbare omschrijvingen in de media of in de wetgeving, zij lenen zich ook moeilijk tot empirische toetsing. In sectie 1.2.1 wordt een ruime maar eenvoudig te operationaliseren definitie van discriminatie voorgesteld. Het concept wordt verfijnd in sectie 1.2.2, waar het onderscheid gemaakt wordt tussen loon- en baandiscriminatie. In sectie 1.2.3 wordt het verschil met achterstelling duidelijk gemaakt. De voorgestelde definitie van discriminatie wordt vergeleken met enkele definities van economische discriminatie in de literatuur in sectie 1.2.4.

1.2.1

Definitie van discriminatie

De betekenis die zal gegeven worden aan discriminatie is die van differentiatie in gevallen waar dat ethisch onwenselijk geacht wordt. De genoemde differentiatie is een vorm van bewust gedrag36. Concreet geldt de volgende definitie van discriminatie in het economisch leven37 : 34

Door geen gebruik te maken van termen zoals de Turkse, de Marokkaanse... etnische groep vermijden wij ook dat de illusie gewekt wordt dat het hier om een homogene groep gaat wat betreft normen, moedertaal en religie. 35

Een voorbeeld is de studie van Van den Broeck (1999), die via een programma van naamherkenning; een onderscheid maakte tussen de Magrebbijns/Turkse en de Belgische bevolking. 36

Anders is het ook zeer moeilijk om er een moreel oordeel over uit te spreken.

Hoofdstuk 1: Discriminatie, achterstelling en achterstand van allochtonen

17

Definitie 2: discriminatie

Een persoon discrimineert als hij bij het al dan niet afsluiten van een contract, het onderhandelen of het bepalen van de voorwaarden ervan rekening houdt met een kenmerk van de potentiële tegenpartij waarvan het in een concrete samenleving niet gepast geacht wordt er rekening mee te houden in het economisch leven.

Deze definitie stelt het handelen van de discriminerende persoon centraal. Dat is het grootste verschil met de definities door andere economisten, waar het resultaat (na de werking van de markt) van het discriminerend handelen centraal staat (zie sectie 1.2.4). Het bovenstaande sluit wel nauw aan bij de juridische interpretatie van het begrip discriminatie (zie verder deze sectie). De definitie dwingt de gebruiker ervan expliciet te stellen welke vormen van differentiatie hij moreel verwerpelijk acht. Arrow (1973) verdedigt dit expliciteren van de achter het concept van discriminatie verscholen waarden in de volgende passage: “It may as well be admitted that the term "discrimination" has value implications that never can be completely eradicated, though they can be sterilized for specific empirical and descriptive analysis. I have spoken of (differentiatie door) personal characteristics that are "unrelated to productivity " and not "properly relevant". These terms imply definitions of product and of relevancy which themselves require value judgements or at any rate decisions by the scholar."

Het gebruik van de termen "properly relevant" en vooral de term "unrelated to productivity" legt een tweede verschil met andere auteurs bloot. In onze definitie wordt nog niet ingevuld welke kenmerken ongepast zijn om ze te gaan gebruiken voor differentiatie in behandeling. Vele economen zijn geneigd onmiddellijk te stellen dat het dan om kenmerken gaat die niet gerelateerd zijn met de productiviteit. Arrow merkt op dat ook dat een waardeoordeel inhoudt. Het algemene karakter van onze definitie verhindert niet dat zij kan gebruikt worden voor onderzoek. Zodra men invult welk kenmerk niet en welk kenmerk wel gebruikt mag worden 37

Deze definitie verbindt het bestaan van discriminatie aan het bestaan van een (mogelijk) contract tussen de discriminerende persoon en de gediscrimineerde. Het hoeft daarbij niet altijd om een expliciet contract te gaan. Zo kan iemand binnen laten in een café of dancing als een impliciet contract beschouwd worden. De discriminerende persoon kan ook een rechtspersoon zijn: een onderneming of de staat.

Hoofdstuk 1: Discriminatie, achterstelling en achterstand van allochtonen

18

voor differentiatie op de (arbeids-)markt wordt ze eenvoudig. Wij zouden stellen dat kenmerken zoals de huidskleur, het geslacht, de seksuele geaardheid, de etnische en de nationale groep van een persoon voorbeelden zijn van moreel verwerpelijke criteria van differentiatie binnen het economisch leven. Deze kenmerken hebben met elkaar gemeen dat de persoon zelf niet kan kiezen tot welke groep hij behoort. Bovendien is er geen reden om aan te nemen dat deze karakteristieken van bij de geboorte38 de oorzaak kunnen zijn van belangrijke verschillen in economisch prestatievermogen39. Dat het gebruik van deze karakteristieken als basis voor een verschillende behandeling als moreel verwerpelijk beschouwd wordt betekent niet dat er geen situaties denkbaar zijn waarin het gebruik van één van deze kenmerken als criterium verschoonbaar is. Het betekent wel dat zij niet gebruikt kunnen worden als algemeen criterium van differentiatie binnen het economisch leven40. In dat geval ondergraven zij de werking van een moderne samenleving. Het is precies vanuit een redenering zoals de bovenstaande dat bepaalde vormen van discriminatie in het economisch leven in het Belgisch recht strafbaar gesteld zijn. Zo wordt in artikel 2bis van de wet van 30 juli 1981, zoals gewijzigd bij de wet van 12 april 1994 tot bestraffing van bepaalde door racisme of xenofobie ingegeven daden, discriminatie wegens ras, huidskleur, afstamming, afkomst of nationaliteit bij de arbeidsbemiddeling, de beroepsopleiding, het aanbieden van banen, de aanwerving, de uitvoering van de arbeidsovereenkomst of het ontslag van werknemers bestraft41. Ondanks deze en andere wettelijke bepalingen (onder meer in CAO’s, Vlaamse decreten, en in 38

Dus voor het hele socialisatieproces, en de economische situatie die volgt.

39

Dit in tegenstelling tot gezondheid of intelligentie, die ook gedeeltelijk genetisch bepaald zijn, maar uit zichzelf tot grote verschillen in economisch prestatievermogen kunnen leiden. Er is zeker een herverdelingsmechanisme nodig om personen met een zwakke gezondheid of een gebrek aan intelligentie te helpen. Dat is evenwel iets anders dan stellen dat werkgevers die hun personeel recruteren op basis van intelligentie of gezondheid immoreel handelen. Ook hier blijft echter discussie mogelijk. Men kan zich vragen stellen bij het niet aanwerven van seropositieven of licht gehandicapten omdat zij meer kans hebben ziek te worden of “minder productief” zijn… 40

In het bijzonder in die gebieden waar het inkomen bepaald wordt. Dit omvat naast de arbeids- en goederenmarkt ook de overheidstransfers (pensioenen, uitkeringen, ziekteverzekering...). 41

Deze informatie komt van B. Smeesters, A. Nayer, Ch. Saddouk en L. Schingtienne in “Etnische discriminatie bij aanwerving” ( Federale Diensten voor Wetenschappelijke, Technische en Culturele aangelegenheden 1997, p244). De auteurs verwijzen zelf naar het Staatsblad van 8 augustus 1981 en 14 mei 1994.

Hoofdstuk 1: Discriminatie, achterstelling en achterstand van allochtonen

19

Internationale overeenkomsten) kan men toch stellen dat er in de praktijk sprake is van een zekere mate van straffeloosheid van sommige verboden vormen van discriminatie. In het juridische luik bij de DWTC42-studie “Etnische discriminatie bij aanwerving”, 1997, p245) stellen B. Smeesters, A. Nayer, Ch. Saddouk en L. Schingtienne: “Zonder grondig te willen ingaan op de effectiviteit en de efficiëntie van deze normen stelt men toch vast dat de commentaren die gepoogd hebben de oorzaken van het -straffeloos- behoud van discriminerende gedragingen te verklaren, o.m. bij de aanwerving, heel vaak de moeilijkheid benadrukken die de aanklager heeft om het bewijs van de discriminatie te leveren. Dit geldt vooral in de betrekkingen die van rechtswege door de contractuele vrijheid worden bepaald”.

De bewijslast waarover deze auteurs het hebben berust op de aanklager en omvat: 1. Het aantonen van een verschil in behandeling 2. Aantonen dat een wettelijk verboden of willekeurig criterium gehanteerd werd 3. Een evaluatie, en het aantonen van de als gevolg van discriminatie geleden schade Wij besluiten dat discriminatie een vorm van differentiatie is op basis van ethisch onverantwoorde criteria. Bepaalde vormen van discriminatie in het economisch leven op basis van huidskleur en nationale herkomst zijn wettelijk verboden. De kans om bestraft te worden voor dergelijke discriminerende handelingen is echter gering, vooral bij die vormen van discriminatie, zoals discriminatie bij aanwerving, waar het leveren van een bewijs van discriminatie én schade in een concreet geval erg moeilijk is.

1.2.2

Het verschil tussen baan- en loondiscriminatie

In dit werk spreken wij van loondiscriminatie als een werkgever aan personen van verschillende nationale groepen met dezelfde kenmerken een verschillend loon uitbetaalt voor het uitvoeren van hetzelfde werk. Baandiscriminatie impliceert dat de werkgever bij de selectie van kandidaten voor aanwerving of promotie, of bij ontslag rekening houdt met de nationale groep van de betrokkene. Het is belangrijk om in te zien dat loon- en baandiscriminatie hier gedefinieerd worden op basis 42

DWTC= Federale Diensten voor Wetenschappelijke, Technische en Culturele Aangelegenheden.

Hoofdstuk 1: Discriminatie, achterstelling en achterstand van allochtonen

20

van het gedrag van de werkgever, en niet op basis van het uiteindelijke resultaat voor de werknemer of werkzoekende. Het is best mogelijk dat bepaalde vormen van baandiscriminatie leiden tot een verschillend loon voor het verrichten van hetzelfde werk. Alle ondernemingen betalen immers niet hetzelfde loon voor dezelfde uit te voeren taken43. Als enkel de ondernemingen die de hoogste lonen uitbetalen discrimineren tegen bepaalde nationale groepen, dan kan een situatie van volledige tewerkstelling toch samengaan met systematische loonverschillen

tussen

nationale

groepen

bij

uitvoering

van

gelijkaardige

taken.

Baandiscriminatie kan echter ook leiden tot een grotere werkloosheid bij de getroffen groepen (zie afdeling 3 en de empirische hoofdstukken). Zoals hierboven gedefinieerd is loon- of baandiscriminatie een observeerbaar en aantoonbaar fenomeen44, zowel voor de personen die er het slachtoffer van zijn, als voor de wetenschapper die het poogt te verklaren. Beide vormen van discriminatie zijn wettelijk verboden in België. De strafbaarheid van de twee vormen van discriminatie is echter niet noodzakelijk dezelfde. Bij loondiscriminatie is zowel het leveren van een bewijs van discriminatie (op basis van contracten en betalingsbewijzen…) als het evalueren en bewijzen van de schade eenvoudiger dan bij baandiscriminatie. Loondiscriminatie kan daardoor effectiever bestreden worden via juridische of syndicale weg dan baandiscriminatie45. Omdat wij vermoeden dat baandiscriminatie in de praktijk in België belangrijker is dan loondiscriminatie (zie afdeling 3) zal de meeste aandacht in dit werk uitgaan naar baandiscriminatie, en in het bijzonder naar discriminatie bij aanwerving. Dat neemt niet weg dat er, naast baan- en loondiscriminatie ook andere vormen van discriminatie op de arbeidsmarkt kunnen bestaan. Belangrijke voorbeelden zijn het geven van een differentiële behandeling in functie van de nationale groep inzake toegang tot vorming of toegekende verantwoordelijkheid.

43

Voor een verantwoording hiervan, zie hoofdstuk 2.

44

Omdat variabelen zoals het geslacht, de huidskleur of de nationale groep gecorreleerd zijn met voor de productie relevante variabelen zoals het menselijk kapitaal, de ervaring en motivatie is het vaak toch nog een moeilijke opgave om discriminatie in de praktijk aan te tonen. 45

Onze voorstellen voor de bestrijding van discriminatie worden geformuleerd in hoofdstuk 6

Hoofdstuk 1: Discriminatie, achterstelling en achterstand van allochtonen 1.2.3

21

Achterstelling

Discriminatie is een vorm van bewust gedrag. Het verschilt daardoor van handelingen die onbedoeld tot gevolg hebben dat personen van bepaalde nationale groepen minder kansen krijgen. Dergelijke handelingen worden in dit werk aangeduid met de term achterstelling. Een belangrijke bron van achterstelling bij de aanwerving is het kanaal waarlangs een werkgever zoekt naar kandidaten. Zo hebben allochtonen minder kansen om tewerkgesteld te raken in een onderneming waar nog geen allochtonen tewerkgesteld zijn als die voor de invulling van nieuwe banen put uit relaties van het personeel of de bedrijfsleiding46. Het personeel zelf, en hun kennissen, hebben altijd het voordeel dat zij sneller op de hoogte zijn van vacatures. Allochtonen die geen Nederlandstalige kranten lezen sluiten zichzelf uit van informatie verspreid via advertenties in die kranten. Een tweede bron van achterstelling is het bestaan van een culturele vertekening bij het opstellen en verbeteren van examens en testen. Op dit punt wordt verder ingegaan in sectie 1.3.

1.2.4

Economische discriminatie

De economische literatuur rond discriminatie werd ingezet door Becker (1957). Die zag discriminatie uitgeoefend door blanke werkgevers, klanten of andere economische agenten tegen zwarten niet als een gevolg van winstmaximalisatie, maar als het gevolg van een specifiek soort preferenties. Zo zouden sommige personen een afkeer hebben van de fysieke of de sociale nabijheid van mensen met een andere huidskleur47. Om dat te vermijden zouden racistische

46

Uit een enquête uitgevoerd door de Beroepsvereniging van Uitzendkantoren bleek dat in de industrie, de bouw, de handel & horeca en de andere diensten resp. 14.7%,21.5%,16.6%,en 25.8 % van de aanwervingen geput werden uit “relaties van het bedrijf”(Peter Simoens, Jan Denys, Lieven Denolf, 1997). Advertenties blijven (met resp. 22,9%, 16.4%,27.2%, en 29.6%) globaal het belangrijkste kanaal. Andere belangrijke kanalen zijn spontane sollicitaties, de diensten van de VDAB, het eigen personeel (dat zelf solliciteert op nieuwe betrekkingen) en uitzendkantoren (met een aandeel van 18.1% van de aanwervingen in de industrie). 47

De afkeer van de sociale nabijheid is een wat meer subtiele vorm van preferenties waarbij men wel bediend wil worden door lager zwart personeel, maar niet verdraagt dat zij op hetzelfde of een hoger niveau werken. Op

Hoofdstuk 1: Discriminatie, achterstelling en achterstand van allochtonen

22

blanke werkgevers bereid zijn een hoger loon te betalen aan blanke werknemers of kaders, en racistische consumenten zouden meer willen betalen in winkels met blank personeel. Discriminatie in het model van Becker is een vorm van gedrag waarvoor de actoren in een markteconomie met voldoende competitie bestraft worden. Economische agenten zonder dit soort preferenties, hebben er immers voordeel bij transacties af te sluiten (tegen een voordeliger prijs) met gediscrimineerde groepen. Als er voldoende van dergelijke neutrale agenten zijn verdwijnt het prijsverschil. Becker (1957) geloofde dat de concurrentie van de markt uiteindelijk komaf zou maken met discriminatie tegen zwarten48. De ideeën van Becker hebben de definiëring van discriminatie door economen beïnvloed. Zo stellen Aigner en Cain (1977, p 177): “Economic discrimination is said to exist when workers do not receive pay or remuneration commensurate with their productivity- when, in short, equal productivity is not rewarded with equal pay”

Aigner en Cain zelf erkennen dat deze definitie ambigu is bij imperfecte informatie over de individuele productiviteit. De discriminerende agent kan dan, ad hoc, een relatie van één of ander toevallig kenmerk van de concreet gediscrimineerde persoon of groep met de productiviteit uitvinden (of uitvergroten) om te verklaren dat hij toch niet discrimineert op basis van het verboden criterium. Om de ambiguïteit van deze definitie te verminderen stellen Aigner en Cain de volgende definitie van groep discriminatie voor: “Group discrimination in labor markets is evident when the average wage of a group is not proportional to its average productivity. On this basis, our findings reveal that even nondiscriminatory practices by employers may yield a discriminatory outcome: groups that have the same average ability may receive different average pay”

De auteurs waren bij het formuleren van de definitie van discriminatie duidelijk bezorgd over de meetbaarheid ervan in een context van imperfecte informatie. De voorgestelde oplossing maakt echter van discriminatie een erg heterogeen concept, waar een hele waaier van economische dergelijke wijze kunnen ook seksistische preferenties geformuleerd worden. 48

Het debat dat zich nadien ontspon onder economen (Arrow (1972,1973), Stiglitz (1973), Thurow (1976)) ging vooral over de vraag of en onder welke omstandigheden Becker's discriminatie gebaseerd op "tastes" persistent kon zijn. In afdeling 3 wordt daarop verder ingegaan.

Hoofdstuk 1: Discriminatie, achterstelling en achterstand van allochtonen

23

situaties aan kan voldoen (waaronder die van achterstelling), en dat juist daardoor niet bruikbaar is voor een beleidsmatig, laat staan juridisch, gebruik. De definitie van Aigner & Cain is tegelijk beperkend vanuit theoretisch oogpunt49. Zo kan men niet spreken van economische discriminatie in de zin van Aigner en Cain (1977) als de nationale groep of het geslacht gebruikt worden als selectiecriterium bij aanwerving omdat zij in bepaalde situaties in werkelijkheid gecorreleerd zijn met aan de productiviteit gerelateerde factoren50. In 1973 stelde Arrow nochtans een dergelijk model van loondiscriminatie voor. Het model bevatte twee onderscheidbare groepen werknemers die individueel beslissen over hun investeringen in bij sollicitatie onzichtbaar menselijk kapitaal. Arrow (1973) verduidelijkt deze investeringen als volgt: "... the investments are not the usual types of education or experience, which are observable, but more subtle types of personal deprivation and deferment of gratification which lead to good performance in skilled jobs, steadiness, punctuality, responsiveness, and initiative."

Deze investeringen verhogen de kans om bekwaam te zijn in een complexe job, maar zijn niet nodig voor de uitoefening van een eenvoudige job51. Werkgevers kunnen bij aanwerving voor complexe jobs niet zien of iemand al dan niet bekwaam is. Zij verkrijgen die informatie pas nadat zij de werknemer op proef genomen hebben, waardoor zij een verlies kunnen leiden. Iemand die na een aanwerving voor een complexe job niet bekwaam blijkt te zijn wordt ontslagen, en kan dan nog enkel werken in eenvoudige jobs. De opbrengst van de investeringen in de vernoemde vaardigheden is daardoor afhankelijk van het verschil in loon tussen de complexe en eenvoudige job.

49

Onze kritiek op de discriminatiedefinitie van deze auteurs doet niets af aan de cruciale rol die zij gespeeld hebben voor de verduidelijking van het concept statistische discriminatie (zie verder in hoofdstuk 1 en 3). 50

Aigner en Cain zelf verklaren dat zij deze vorm van differentiatie, die zij, net als wij, statistische discriminatie noemen niet beschouwen als een voorbeeld van economische discriminatie, omdat zij niet leidt tot verschillen in beloning die (gemiddeld) afwijken van de gemiddelde productiviteit van de groep. 51

Arrow spreekt van "skilled jobs" en "unskilled jobs". Dat kan hier niet vertaald worden als geschoolde jobs en ongeschoolde jobs, omdat juist verondersteld wordt dat de werkgever niet selecteert op basis van de formele scholing. Het boven geschetste probleem is dat van een werkgever die moet kiezen uit een groep blanke en zwarte sollicitanten die eenzelfde diploma behaald hebben.

Hoofdstuk 1: Discriminatie, achterstelling en achterstand van allochtonen

24

Werkgevers weten tot welke groep een kandidaat behoort, en bieden voor de complexe job aan elke groep één loon aan dat afhangt van de kans op het aantreffen van een bekwame werknemer in de betrokken groep. Deze kansen zijn endogeen en hangen af van de eerder gedane investeringen in niet-geobserveerd menselijk kapitaal binnen elke groep. Bij hun investeringsbeslissing houden werknemers in positieve zin rekening met het loon dat op dat moment betaald wordt aan werknemers in een complexe baan. Arrow (1973) toonde aan dat ook als de twee groepen symmetrisch zijn wat betreft overige vaardigheden, een dergelijk model meerdere evenwichtsoplossingen kan hebben. De oplossing waarbij werknemers uit de twee groepen evenveel investeren in niet-geobserveerd menselijk kapitaal, en (bijgevolg) hetzelfde loon aangeboden krijgen is steeds één van die evenwichten, maar is niet altijd stabiel. Afhankelijk van de beginsituatie (in termen van lonen en menselijk kapitaal) waaruit men vertrekt kan men ook uitkomen in een evenwicht waarbij een groep wel en een andere groep niet investeert in de besproken aspecten van menselijk kapitaal. Arrow paste dit model toe op de in de VS bestaande loondiscriminatie tussen zwarten en blanken. Na Arrow ontwierpen ook Lundberg & Startz (1983) en Coate en Loury (1993) modellen waar (statistische) discriminatie, via de investeringen in niet onmiddellijk observeerbare aspecten van menselijk kapitaal, zelf de ongelijkheid in gemiddelde productiviteit waarop zij gebaseerd is teweeg bracht. In een poging om het concept economische discriminatie een ruimere betekenis te geven stelden Lundberg & Startz de volgende definitie voor: "Economic discrimination exists when groups with equal average initial endowments of productive ability do not receive equal average compensation in equilibrium"

Met “initial endowments” bedoelen deze auteurs de ingeboren talenten van een persoon voor enige investering in menselijk kapitaal gebeurd is. Dit komt goed overeen met de eerder voorgestelde invulling van de definitie van (loon-)discriminatie. Een belangrijk verschil blijft wel dat de definitie van Lundberg & Startz, net zoals die van Aigner en Cain discriminatie koppelt aan de uitkomsten van de marktwerking en niet aan een vorm van handelen. Daardoor stellen deze auteurs zich kwetsbaar op. Er zijn immers nog andere zaken dan discriminatie denkbaar die ertoe kunnen leiden dat groepen met dezelfde gemiddelde aangeboren

Hoofdstuk 1: Discriminatie, achterstelling en achterstand van allochtonen

25

bekwaamheid tot verschillende economische prestaties komen52. Als men vasthoudt aan de bovenstaande definitie is het eenvoudig om empirisch het bestaan van "discriminatie" aan te tonen, maar het concept is te algemeen voor theoretische analyse of voor beleidsdoeleinden. Ook Stiglitz(1973) waagde zich aan een definitie van loondiscriminatie: "There is wage discrimination if individuals with the same economic caracteristics receive different wages and the differences are systematically correlated with certain non-economic (racial, religious) caracteristics of the individual"

Net zoals bij Lundberg & Startz is discriminatie bij Stiglitz gebaseerd op een resultaat, en niet op gedrag. Als voorbeelden van economische kenmerken gaf hij de opleiding, absenteïsme, fysieke kracht en IQ. In het algemeen zijn het volgens hem kenmerken die de productiviteit van een individu beïnvloeden. Wij zijn het eens met zijn voorbeelden van economische kenmerken. Ook de veralgemening is subtieler dan bij andere auteurs: kenmerken die gecorreleerd zijn met de productiviteit maar ze niet beïnvloeden, vallen er niet onder. Er is geen overeenstemming over de definitie van discriminatie. De meeste economen grijpen terug naar de term produktiviteit. Men kan stellen dat zij daarbij toch, soms ongewild, aangeven wat zij moreel aanvaardbaar achten. Onze definitie, die dichter bij het algemene taalgebruik aanleunt, vereist dat men zijn morele keuzes expliciteert. Ter verdediging kan verder aangevoerd worden dat wij discriminatie definiëren als een handeling en niet als een economische evenwichtssituatie. Discriminatie is zo een observeerbare vorm van gedrag waarvoor een verklaring kan gezocht worden in de economische en andere sociale wetenschappen.

52

In afdeling 2 wordt aangevoerd dat de opbouw van menselijk kapitaal binnen een nationale groep van vreemde afkomst verschilt al naargelang de eerste generatie een permanent of een tijdelijk verblijf op het oog had, en afhankelijk is van het in de groep aanwezige “sociaal” en etnisch” kapitaal.

Hoofdstuk 1: Discriminatie, achterstelling en achterstand van allochtonen 1.3

26

Statistische discriminatie

Het concept "statistische discriminatie" werd geïntroduceerd door Phelps (1972) als een verklaring voor de geobserveerde loondiscriminatie op de VS-arbeidsmarkt tegen zwarten en vrouwen. Tegelijkertijd ontwikkelde Arrow (1972, 1973) een model van discriminatie onder onvolledige informatie dat ook als een model van statistische discriminatie kan beschouwd worden53. In sectie 1.3.1 wordt een definitie van statistische discriminatie gegeven. In sectie 1.3.2 volgt een vergelijking met enkele andere modellen van discriminatie, onder perfecte of imperfecte informatie. Sectie 1.3.3 behandelt de economische efficiëntie van statistische discriminatie.

1.3.1

Definitie van statistische discriminatie en differentiatie

Arrow noch Phelps gaven een definitie van statistische discriminatie. Het concept werd afgebakend door latere auteurs. De meest grondige en definitieve bespreking van statistische discriminatie kwam van Aigner & Cain (1977)54. In plaats van een precieze definitie van statistische discriminatie te geven formuleren wij er een voor statistische differentiatie. Dat betekent hetzelfde als statistische discriminatie maar houdt geen morele veroordeling in: Definitie 3: Statistische differentiatie:

Elke economische agent die in het al dan niet afsluiten van transacties of bij het vastleggen van zijn voorwaarden of onderhandelingsstrategie rekening houdt met geobserveerde irrelevante kenmerken van de (potentiële) tegenpartij omwille van hun werkelijke correlatie met niet geobserveerde relevante kenmerken past statistische differentiatie toe

Of een kenmerk al dan niet relevant is hangt af van de bedoelingen (winstmaximalisatie,

53

Beide auteurs verwijzen naar elkaar als ontwerpers van een gelijksoortige these, zodat het geen zin heeft slechts één van hen als grondlegger van de idee achter statistische discriminatie aan te duiden. 54

De paper van Aigner & Cain (1977) was opgevat als een verduidelijking van de korte paper waarin Phelps de term statistische discriminatie introduceerde.

Hoofdstuk 1: Discriminatie, achterstelling en achterstand van allochtonen

27

nutsmaximalisatie,...) van de economische agent en de af te sluiten transactie. Het irrelevante kenmerk komt niet voor in de doelstellingsfunctie van de actor. De definitie maakt evenwel duidelijk wat de motivatie is voor de differentiatie op basis van dit kenmerk. Om van statistische differentiatie te spreken is het nodig dat de actoren zich baseren op de "werkelijke correlatie" van het irrelevante met het relevante kenmerk. Dit begrip moet niet te limitatief geïnterpreteerd worden. De werkelijke correlatie tussen twee variabelen is immers zelden bekend. Het sluit evenwel uit dat er een systematische vertekening is bij het bepalen van de correlatie tussen het geobserveerde kenmerk en het relevante kenmerk. Dit is een essentieel onderdeel van de notie van statistische differentiatie. Daardoor verschilt statistische differentiatie van achterstelling door vertekende selectie en discriminatie op basis van vooroordelen (zie sectie 1.3.2). De economische agent kan zich voor het bepalen van de correlatie gebaseerd hebben op zijn eigen ervaring of op de resultaten van studiewerk verricht binnen of buiten het eigen bedrijf. Bemerk dat het hier slechts gaat om een correlatie. Het is niet nodig het precieze oorzakelijk verband vast te leggen tussen de twee kenmerken. Er zijn heel wat voorbeelden van statistische differentiatie binnen het economisch leven. Hospitalisatieverzekeringen zijn duurder voor ouderen vanwege hun grotere kansen op ziekenhuisopname. Bij autoverzekeringen worden dan weer hogere premies aangerekend aan jongeren en niet-gehuwden, wegens hun grotere kans op auto-ongevallen. Verhuurders weigeren aan bepaalde groepen (waaronder alleenstaande vrouwen55, of O.C.M.W.-steuntrekkers) huizen of kamers te verhuren omdat bij die groepen een grotere kans op het niet betalen van de huur bestaat. Kredietverstrekkers maken een onderscheid tussen nationale groepen en tussen mannen en vrouwen in de bereidheid kredieten te verstrekken als de kans op faling verschilt tussen die groepen56. Werkgevers selecteren op basis van het opleidingsniveau of de in psychologische

55

Galster & Constantine (1991) vonden in een experimentele studie dat alleenstaande vrouwen hogere huurprijzen aangerekend kregen dan andere groepen. Hun werk leverde zowel indicaties op voor het bestaan van statistische discriminatie om de boven vermelde reden als discriminatie op basis van preferenties. 56 Coate & Tennyson (1992) presenteerden een model waarbij kredietinstellingen hogere rentes vragen aan zelfstandigen uit groepen die op de arbeidsmarkt gediscrimineerd worden. De discriminatie op de arbeidsmarkt verlaagt namelijk de opportuniteitskost voor het werken als zelfstandige bij de getroffen groep. Ook minder bekwamen beginnen daardoor een zelfstandige activiteit, wat de kans op faling bij beginnende zelfstandigen uit de

Hoofdstuk 1: Discriminatie, achterstelling en achterstand van allochtonen

28

proeven behaalde scores. Zij doen dat omdat de ervaring leert of onderzoek uitgemaakt heeft dat opleidingsniveau en test-score positief verbonden zijn met de prestaties in complexe jobs. In de boven gegeven voorbeelden zijn de relevante kenmerken de kans op ziekenhuisopname of op een auto-ongeval, de kans op wanbetaling en de toekomstige prestaties van een werknemer. Geen van deze kenmerken kan individueel geobserveerd worden op het moment dat de beslissing moet genomen worden. Toch is het mogelijk ex post correlaties vast te stellen met direct observeerbare kenmerken zoals het geslacht, de burgerlijke staat, de nationaliteit of de leeftijd. Naargelang het aanvaardbaar geacht wordt dat een kenmerk in een bepaalde situatie als differentiatiecriterium gebruikt wordt kan men spreken van statistische differentiatie of statistische discriminatie. Phelps (1972) introduceerde de term statistische discriminatie in een situatie waarbij werkgevers de huidskleur of het geslacht van potentiële werknemers als differentiatiecriterium gebruikten. De auteur suggereerde dat als gevolg van sociaal-economische verschillen in de opvoeding zowel de gemiddelde bekwaamheid als de variabiliteit in de bekwaamheid voor een gegeven job konden verschillen tussen blanken en zwarten of tussen mannen en vrouwen. Phelps, en Aigner & Cain (1977) toonden aan dat in een wereld van imperfecte informatie dergelijke verschillen aanleiding geven tot een verschillend loonschema, ook als werkgevers over een (imperfecte) test van de individuele bekwaamheid beschikken. In dat laatste geval verschillen de aangeboden lonen tussen de genoemde groepen ook bij gelijke testresultaten. Dat wil zeggen dat observationeel gelijke individuen een verschillend loon aangeboden krijgen als zij tot verschillende groepen (man/vrouw, blank/zwart) behoren57. Statistische discriminatie heeft zo dezelfde gevolgen als andere vormen van discriminatie (zoals de "taste-discriminatie" van Becker). Toch bestaan er grote verschillen tussen de statistische en de overige economische theorieën van discriminatie en achterstelling. Die worden uiteengezet in sectie 1.3.2.

betreffende groep verhoogt. De discriminatie door werkgevers, die dit mechanisme in gang zette kan veroorzaakt zijn door preferenties van werkgevers, of door vertekende selectie. 57 Toch komt (bij volledige tewerkstelling) het gemiddelde loon dat betaald wordt aan een groep overeen met de gemiddelde productiviteit van die groep. Dit bracht er Aigner en Cain (1977) toe om te besluiten dat statistische discriminatie geen economische discriminatie (zie infra) is.

Hoofdstuk 1: Discriminatie, achterstelling en achterstand van allochtonen 1.3.2

29

Statistische discriminatie en andere vormen van discriminatie of achterstelling.

Met hun modellen van statistische discriminatie boden Phelps en Arrow een alternatief voor de modellen van "taste" discriminatie gebaseerd op dat van Becker (1957). Statistische discriminatie was evenwel niet het enige alternatief. Er werden ook modellen van discriminatie op basis van sociale normen, vooroordelen (MC Call 1972) en van achterstelling op basis van vertekende selectie (Borjas & Goldberg, 1978) voorgesteld.

1.3.2.1 Discriminatie gebaseerd op preferenties en normen

Een centrale vraag in de literatuur na Becker was hoe discriminatie kon blijven bestaan als zij moest gezien worden als het resultaat van irrationeel gedrag58. Zo toont Arrow (1973) aan dat in een competitief model de onderneming met de kleinste negatieve preferenties tegen zwarten het meest efficiënt, en daardoor ook het goedkoopste produceert. Bijgevolg vloeit in de lange termijn het kapitaal naar die ondernemingen die het minst discrimineren59. Ondernemingen die geen preferenties tegen het werken met zwarten hebben, zullen zo de enige zijn die op lange termijn overleven. Als men aanneemt dat discriminatie nog wel degelijk bestaat en belangrijk is in het economisch leven rijst hier een probleem. Discriminatie op basis van preferenties houdt langer stand als de beoefenaar beschikt over een monopolie. Ondernemers die enkel in winst geïnteresseerd zijn kunnen ook tot discrimineren overgaan als hun werknemers of klanten hen daartoe onder druk zetten. Vooral consumenten kunnen, zonder veel vrees voor sancties hun eventuele aversie voor bepaalde groepen, mondeling of door elders hun aankopen te doen uiten. Discriminatie als gevolg van racistische preferenties zal daardoor wellicht frequenter voorkomen en meer persistent zijn met betrekking

58

Voor een overzicht over de verschillende modellen ontwikkeld binnen deze denkrichting en hun tekortkomingen, zie Arrow (1972,1773) en Thurow (1975). 59

Aandeelhouders of beheerders van holdings en financiële instellingen komen zelf meestal niet, of weinig in contact met het personeel van de bedrijven waarin zij investeren. Als zij zouden discrimineren tegen ondernemingen met veel zwarte werknemers, dan niet omdat zij last ondervinden van de fysieke nabijheid van anders gekleurden.

Hoofdstuk 1: Discriminatie, achterstelling en achterstand van allochtonen

30

tot het bedieningspersoneel in de detailhandel, dan bij tewerkstelling in andere sectoren60. Ondanks deze argumenten kan men zich de vraag stellen of het wel zinvol is discriminatie te verklaren op basis van individuele preferenties. Het probleem is dat men moet weten wat achter deze preferenties schuilt. Om racistische of seksistische preferenties te verklaren kan men teruggrijpen naar een psychologische of een sociologische benadering. In een voorbeeld van een sociologische benadering volgt discriminatie uit een sociale norm. Discriminatie kan ingaan tegen de economische belangen van diegene die ze toepast, maar tegelijkertijd die van de groep waartoe hij behoort dienen. Het weren van zwarten of vrouwen uit leidinggevende functies verstevigt de machtspositie van blanke mannen als groep. Dit heeft mogelijk een stimulerend effect op de ontwikkeling van normen die het koesteren van een aversie voor de "sociale nabijheid" van vrouwen of zwarten ondersteunen. Als dergelijke normen bestaan, impliceert zulks dat er ook sancties kunnen getroffen worden tegen diegenen die zich er niet aan storen. Akerlof (1976) beschreef het kastesysteem in India, dat o.m. verbiedt om te huwen met iemand van een andere kaste of een kasteloze als een extreme vorm van zo'n normensysteem. Een persoon die de regels van het systeem schendt verliest zijn eigen status en wordt een kasteloze61. Noord Amerika en Europa lijken misschien ver verwijderd van een dergelijk ingrijpend normensysteem maar hebben zich pas de laatste decennia ontdaan van een wetgeving die discrimineert tegen vrouwen (en voor de V.S. ook tegen zwarten)62. Normen hebben een bijzonder belang als basis voor discriminatie als het gaat om allochtonen. Door de verschillen in taal en cultuur is het eenvoudig om niet-leden van de autochtone nationale groep af te schilderen als indringers die de bestaande samenleving bedreigen. Wat feitelijk een strijd tegen Maghrebbijnse en Turkse immigranten is, wordt door extreem rechts in West-Europa

60

De gediscrimineerde groep kan hierop reageren door zelf handelszaken op te starten, met de eigen groep en de niet-racisten als klanten. Handelaars uit gediscrimineerde niet-kapitaalkrachtige groepen die geconcentreerd wonen in arme buurten kunnen evenwel moeilijkheden ondervinden om de niet-discriminerende rijke consumenten te bereiken. Er kan dan in die buurten een grote groep kleine winkels ontstaan met een scherpe onderliggende concurrentie die resulteert in lagere prijzen en winsten. 61

Wat heel wat gevolgen heeft aangezien kastelozen enkel vuil werk aangeboden krijgen en letterlijk niemand van een hogere kaste mogen aanraken (Akerlof, 1976). 62 Ook de wettelijke discriminatie tegen vreemdelingen bij de aanwerving in overheidsdiensten is een voorbeeld van discriminatie op basis van normen. De wettelijke discriminatie, die in België belangrijke kwantitatieve effecten heeft wordt verder besproken in hoofdstuk 3.

Hoofdstuk 1: Discriminatie, achterstelling en achterstand van allochtonen

31

voorgesteld als een strijd voor de belangen van het eigen volk. Autochtonen die deze strijd tegenwerken worden, conform deze redenering, beschouwd als volks- of landverraders, en kunnen sancties oplopen. Normen zijn effectiever binnen een kleine gemeenschap (een onderneming, dorp) dan binnen een grotere (een grootstad...) waarin vele economische agenten in concurrentie staan met elkaar en het makkelijker is eventuele sancties te ontlopen. Als veel individuen zich kunnen onttrekken aan de sancties bij het niet naleven van de norm die aanzet tot discrimineren rijst bij dit motief van discriminatie opnieuw een probleem. De invloed van normen op discriminatie kan trouwens omgedraaid worden. In reactie op bestaande discriminatiepraktijken hebben heel wat landen, waaronder België, een wetgeving ontwikkeld die het discrimineren op basis van geslacht, huidskleur of nationale groep expliciet verbiedt. Als zo'n wetgeving bestaat en algemeen aanvaard wordt is de vraag hoe er ondanks de geldende normen toch discriminatie kan zijn. Statistische discriminatie biedt een uitweg omdat zij voortvloeit uit het individuele economische belang van zij die het toepassen. Discriminatie kan zo blijven bestaan ondanks een maatschappelijke veroordeling ervan. Belangrijk is ook de stelling dat statistische loon- of jobdiscriminatie in een wereld van imperfecte informatie niet alleen de individuele winsten maar ook de algemene efficiëntie verhoogt (zie sectie 1.3.3). Gegeven het belang dat in de wereld van economen en managers gehecht wordt aan efficiëntie, is het lang niet vanzelfsprekend dat er in het bedrijfsleven normen bestaan tegen de toepassing van statistische discriminatie.

1.3.2.2 Discriminatie door stereotypering

Het model van statistische discriminatie maakt deel uit van een ruime groep van modellen van discriminatie onder imperfecte informatie. Becker (1957) ging in op de rol die vooroordelen (prejudice) spelen bij afwezigheid van perfecte informatie. Hij maakte een onderscheid tussen opvattingen die aangepast worden zodra men via ervaring over betere informatie beschikt en opvattingen waaraan men halsstarrig blijft vasthouden, ook als zij onwaarschijnlijk worden. De tweede soort vooroordelen leunt sterk aan bij Beckers model van discriminatie op basis van

Hoofdstuk 1: Discriminatie, achterstelling en achterstand van allochtonen

32

preferenties63. De eerste soort werd geformaliseerd door Mc Call (1972). Volgens hem baseren werkgevers (in de V.S.) die nog maar weinig ervaring gehad hebben met zwarte werknemers hun aanwervingsbeslissing op subjectieve verwachtingen. Naarmate een werkgever ervaring opdoet met zwarte werknemers zullen zijn verwachtingen bijgeschaafd worden volgens een proces van adaptieve verwachtingen. Het eindresultaat is een situatie waarbij de verwachtingen van de werkgevers de werkelijke correlatie tussen huidskleur en produktiviteit benaderen. Werkgevers die dan nog discrimineren passen statistische discriminatie toe. De vraag is hoe snel die eindsituatie bereikt wordt. Als de discriminatie de vorm aanneemt van baan-discriminatie kan het lang duren vooraleer werkgevers de ervaring opdoen die hen in staat stelt om de produktiviteit van werknemers uit specifieke groepen correct in te schatten. Is een model van statistische discriminatie wel zinvol als werkgevers weinig werkervaring hebben met de betreffende groep? Een werkgever zou dan kunnen afgaan op algemene stereotiepe beelden. Discriminatie op basis van stereotiepe beelden is plausibel voor de nationale groepen die resulteren uit de immigratie naar West-Europa. Omdat Belgische werkgevers in andere buurten leven dan allochtonen, en hun kinderen naar andere scholen sturen, kunnen stereotiepe beelden die ver verwijderd zijn van de werkelijkheid langer blijven bestaan. Discriminatie als gevolg van foutieve stereotiepe beelden vormt een duidelijk alternatief voor statistische discriminatie. Stereotiepen kunnen evenwel ook een band hebben met de werkelijkheid. Een voorbeeld van een stereotiepe voor personen van de Turkse of Marokkaanse nationale groep is dat het hier "laag geschoolden" en "arbeiders" betreft. Dit beeld is niet altijd correct, maar weerspiegelt wel de lage scholingsgraad onder deze, en het feit dat slechts een gering gedeelte ervan tewerkgesteld is als bediende (zie afdeling 3). Het is mogelijk dat werkgevers, gegeven dit stereotiepe beeld, wel bereid zijn personen van de Turkse en Marokkaanse nationale groep aan te werven voor eenvoudige manuele jobs, maar zullen aarzelen als het om complexe taken, of om het werk van een bediende gaat. Een werkgever zou kunnen discrimineren uit vrees voor hogere opleidingskosten omdat bepaalde gewenste vaardigheden en houdingen niet vanzelfsprekend

63 Arrow (1973) verwees in dit verband naar Festingers theorie van cognitieve dissonantie die zegt dat individuen proberen hun opvattingen te laten overeenstemmen met hun gedrag. Een racist zal langer vasthouden aan foutieve negatieve beelden over de door hem gehate groep omdat dat een verantwoording geeft voor zijn gedrag.

Hoofdstuk 1: Discriminatie, achterstelling en achterstand van allochtonen

33

verworven zijn binnen de vernoemde nationale groepen64. Het is niet zonder gevaar om dit soort stellingen te poneren. Enkel in een concrete situatie (voor een concrete baan, in een gegeven plaats, op een bepaald moment) en met een grondige kennis van zaken is het mogelijk om de grens tussen werkelijkheid en negatieve beeldvorming over de gemiddelde vaardigheden van een bepaalde groep te trekken. Dit soort informatie is zelden in handen van een onderzoeker. Toch kan niet uitgesloten worden dat een deel van de globaal geobserveerde discriminatie de optelsom is van discriminaties in specifieke jobs op basis van een juiste inschatting van de gemiddelde (relevante) kenmerken van groepen. Discriminatie als gevolg van stereotiepe beelden vormt een alternatief voor statistische discriminatie. Maar het onderscheid is niet altijd even duidelijk. In het geval dat de stereotiepe beelden gebaseerd zijn op werkelijke verschillen, is er geen verschil65. Dat kan gezocht worden in de wijze waarop de economische agenten aan hun informatie komen. Men zou kunnen spreken van statistische discriminatie als de actor zich baseert op zijn eigen ervaring of op de resultaten van wetenschappelijk studiewerk en van discriminatie op basis van stereotiepe beelden als dat niet zo is. Dit gaat evenwel voorbij aan de mogelijkheid dat ook wetenschappelijk onderzoek en ervaring beïnvloed zijn door stereotiepe beelden. De uitbreiding van statistische discriminatie met Schwabs (1986) "true stereotypes" heeft het voordeel dat de theorie dan ook kan gebruikt worden als de agent die discrimineert geen werkervaring heeft met de betreffende groep. Zo kunnen allochtonen discriminatie bij aanwerving als bediende ondervinden terwijl nog maar een gering aantal van hen een dergelijke job verworven heeft. Een voorwaarde om te spreken van statistische discriminatie blijft wel dat er objectieve gegevens bestaan die de stereotiepe beelden van de werkgevers bevestigen.

64

Het gaat dan om niet direct geobserveerde aspecten van menselijk kapitaal, waarvan enkele voorbeelden opgesomd worden in het citaat van Arrow (zie eerder). 65

Ter illustratie, dit citaat van Schwab (1986) bij de introductie van zijn model van statistische discriminatie:

"To create a statistical-discrimination model, I give firms additional information in the form of a true stereotype." ... "For reasons exogenous to the model, ..., workers of group 1 have a higher average ability in the standardized market than workers of group 2, for any given wage. The true stereotype, then, is that group 1 workers are more productive than group 2 workers".

Hoofdstuk 1: Discriminatie, achterstelling en achterstand van allochtonen

34

1.3.2.3 Achterstelling

Bij discriminatie op basis van stereotiepe beelden maakt de werkgever bewust een onderscheid tussen groepen. Het is ook mogelijk dat een groep onbedoeld minder kansen krijgt. In dat geval verkiezen wij de term achterstelling. Testen die de algemene kennis of de psychologische kenmerken van kandidaten nagaan vertonen vaak een culturele vertekening in het nadeel van vreemdelingen66. Er is internationale evidentie voor het bestaan van culturele vertekening in testen67, maar in Vlaanderen is er nog maar zeer weinig onderzoek gebeurd over deze thematiek. Als een test cultureel vertekend is in het nadeel van allochtonen, dan is die wel bruikbaar om een selectie te maken tussen Belgen, maar ongeschikt om er de bekwaamheid van vreemdelingen te vergelijken met die van de Belgen. Zolang er binnen de groep van Belgen voldoende geschikte kandidaten terug te vinden zijn hebben werkgevers geen motief om te investeren in selectieprocedures die gezuiverd zijn van deze vertekening. Pas als er een tekort aan geschikte kandidaten is hebben werkgevers daar belang bij. Met betrekking tot laag geschoolde werkzoekenden, die al decennia lang kampen met een hoge werkloosheid, mag dit model van achterstelling dus niet zomaar afgedaan worden als ongeloofwaardig omwille van het systematisch herhalen van dezelfde fout. Een tweede bron van achterstelling is de rol van netwerken van familie en vrienden bij het vinden van werk. Ook als voor een vacante job formele procedures bestaan zijn tips en steun van insiders vaak essentieel. Nationale groepen die niet sterk vertegenwoordigd zijn in een organisatie worden dan (onbedoeld) achtergesteld. De kennissenkring van een werkzoekende zal immers relatief veel mensen van zijn eigen nationale groep bevatten. Als de tewerkstelling binnen die groep meer geconcentreerd is in een beperkt aantal banen en sectoren, dan zullen de 66 Testen kunnen ook raciaal vertekend zijn. Aigner en Cain (1977) en Borjas en Goldberg (1978) wijzen op evidentie voor een kleinere betrouwbaarheid van psychologische en andere testresultaten bij zwarten en een vertekening ten nadele van die groep. Borjas (1978) ontwikkelde een aantal modellen waarin de selectie vertekend was in het nadeel van zwarten. Nicaise (1996) paste deze modellen toe op de sociale klasse van een individu. Die sociale klasse werd gedefinieerd aan de hand van de socio-professionele status van de vader van de betrokkene. Zijn concept van sociale klasse is daardoor niet zo ver verwijderd van ons concept van nationale groep. 67

Zo heeft men reeds de centrale rol van de in testen gebruikte woordenschat kunnen aantonen binnen het bias onderzoek. Het taalgebruik kan aanleiding geven tot vertekening als het niet de bedoeling is met de test de taalkundige, maar wel de wiskundige,… of andere inzichten na te gaan. Voor een overzicht over het complexe thema van culturele vertekening bij testen van allochtone leerlingen, zie Veerle Van de Velde (1993).

Hoofdstuk 1: Discriminatie, achterstelling en achterstand van allochtonen

35

werkzoekenden er een minder breed aanbod aan jobs krijgen. De groep is daardoor ook gevoeliger aan een eventuele afbouw van de tewerkstelling in concentratiesectoren of -banen.

1.3.2.4 Besluit van de vergelijking van de vormen van discriminatie en achterstelling

Statistische discriminatie scoort wat betreft logische consistentie, maar is niet het enige geloofwaardige model van discriminatie of achterstelling. In de praktijk bestaan verschillende vormen van discriminatie en achterstelling naast elkaar en versterken zij elkaar. Discriminatie gebaseerd op preferenties en normen kan de toegang tot bepaalde arbeidsmarktsegmenten (zoals bedieningspersoneel in winkels en restaurants) blokkeren voor Turken en Marokkanen. Dit maakt het extra moeilijk voor de betreffende nationale groepen om werk te vinden buiten hun traditionele sectoren van tewerkstelling (de mijnen, de kledingindustrie en de metaalnijverheid) die zwaar op de terugtocht zijn of reeds verdwenen. De hogere kans op langdurige werkloosheid die hieruit resulteert speelt mee in het achterhoofd van bankiers die moeten beslissen over het verstrekken van een lening voor het financieren van studies of het investeren in een zaak.

1.3.3

Statistische differentiatie en efficiëntie

Economische efficiëntie duidt op de doelmatige inzet van schaarse middelen om een gegeven productievolume te bereiken. In verband met de inzet van menselijk kapitaal kan een onderscheid gemaakt worden tussen "statische" en "dynamische" efficiëntie. Statische efficiëntie betreft de inzet van menselijk kapitaal gegeven de hoeveelheid en verdeling ervan. Wie deze vorm van efficiëntie nastreeft beschouwt de investeringen in menselijk kapitaal die voordien gebeurd zijn als gegeven. De dynamische efficiëntie neemt de verdeling van talenten voor er beslissende investeringen gebeurd zijn als vertrekpunt. De statische efficiëntie van statistische differentiatie zal besproken worden in sectie 1.3.3.1, de dynamische efficiëntie in sectie 1.3.3.2

1.3.3.1 Statische efficiëntie

Statistische differentiatie vindt plaats omdat het gebruik van groepskenmerken een betere

Hoofdstuk 1: Discriminatie, achterstelling en achterstand van allochtonen

36

inschatting van een onbekend individueel kenmerk toelaat. Dat wil echter nog niet zeggen dat de toepassing ervan automatisch de efficiëntie verhoogt. In een competitieve arbeidsmarkt met volledige tewerkstelling in eenzelfde baan leidt statistische differentiatie tot een verschillend evenwichtsloon voor groepen met een verschillende gemiddelde productiviteit68. Aangezien iedereen tewerkgesteld is in dezelfde baan is het enige effect van deze loondiscriminatie een herverdeling van de inkomens. De hogere premies die aan jonge chauffeurs gevraagd worden voor hun wettelijk verplichte autoverzekering zijn een ander voorbeeld. Deze differentiatie heeft enkel een gunstig efficiëntie-effect als zij groot genoeg is om jongeren, die meer risicogedrag vertonen, te ontmoedigen om met de wagen te rijden. Omdat de verzekeringspremie slechts een deeltje is van de totale kost van een wagen kan het effect gering blijven69. Schwab (1986) werkte een theoretisch model uit waarbij statistische discriminatie door werkgevers de statische efficiëntie kan verlagen in plaats van ze te verhogen. In zijn model, dat gebaseerd is op Akerlofs (1970) "Market for Lemons" worden de economie en de arbeidsmarkt opgedeeld in twee sectoren. Werknemers, elk met een verschillende gegeven bekwaamheid, kunnen er in loondienst werken in de "gestandaardiseerde" sector, of voor eigen rekening in de "geïndividualiseerde" sector. De productie in die laatste sector is een versneld stijgende functie van de individuele bekwaamheid. Een persoon die bekwaam is als zelfstandige is dat ook in de gestandaardiseerde sector, waar de bijkomende productie een vertraagd stijgende functie is van de individuele bekwaamheid. Behalve voor individuen met een zeer hoge bekwaamheid is de productiviteit hoger in de gestandaardiseerde dan in de geïndividualiseerde sector. Werkgevers in de gestandaardiseerde sector kennen de individuele bekwaamheid van hun werknemers niet. In de afwezigheid van discriminatie krijgen alle werknemers er een loon gelijk aan de gemiddelde productiviteit in die sector. Potentiële werknemers kennen hun eigen bekwaamheid en kunnen kiezen tussen de twee sectoren. In de geïndividualiseerde sector stijgt het inkomen met het bekwaamheidsniveau, terwijl het loon in de gestandaardiseerde sector niet afhangt van de individuele bekwaamheid. Het evenwicht wordt dan ook gekenmerkt door een niveau van bekwaamheid waarvoor geldt dat iedereen die bekwamer is tewerkgesteld is in de 68

69

Zie Arrow (1973).

Aangezien de hogere premies voor jongeren niet verbonden zijn met het individueel gedrag lossen zij ook niets op van het moral hazard probleem (dat de verzekerden minder incentieven hebben een ongeval te vermijden).

Hoofdstuk 1: Discriminatie, achterstelling en achterstand van allochtonen

37

geïndividualiseerde sector en de overigen in de gestandaardiseerde sector. In het evenwicht zijn er te weinig personen tewerkgesteld in de gestandaardiseerde sector. Het loon uitbetaald in de gestandaardiseerde sector, dat er overeenkomt met de gemiddelde productiviteit, is immers lager dan de marginale productiviteit van de tewerkgestelde met de hoogste bekwaamheid. Schwab ging na wat de invloed is van statistische discriminatie door werkgevers in de gestandaardiseerde sector op het evenwicht van dit model. Statistische discriminatie is mogelijk als er twee eenvoudig te onderscheiden groepen bestaan met een verschil in gemiddelde bekwaamheid. In plaats van aan iedereen hetzelfde loon te bieden zullen werkgevers in de gestandaardiseerde sector nu een verschillend loon aanbieden aan de twee groepen. In vergelijking met het evenwicht zonder discriminatie krijgt de groep met de hoogste gemiddelde bekwaamheid in het nieuwe evenwicht een hoger loon aangeboden in de gestandaardiseerde sector en de andere groep een lager loon. Elke groep krijgt weliswaar een loon aangeboden dat overeenstemt met haar gemiddelde productiviteit in de gestandaardiseerde sector. Die gemiddelde productiviteit stemt echter niet meer overeen met die van de betreffende groepen in het niet-discriminatorisch evenwicht. In het nieuwe evenwicht ligt de tewerkstelling in de gestandaardiseerde sector lager bij de gediscrimineerde groep en hoger bij de niet gediscrimineerde groep. Daardoor daalt de gemiddelde productiviteit in de gestandaardiseerde sector bij de eerste groep en stijgt ze bij de tweede. De marginaal tewerkgestelden in de gestandaardiseerde sector zijn immers in elke groep de meest productieve werkkrachten in die gestandaardiseerde sector. De allocatie van de tewerkstelling is bijgevolg efficiënter bij de groep met de hoge verwachte bekwaamheid en minder efficiënt bij de groep met de lage verwachte bekwaamheid. Of de globale efficiëntie toeneemt of afneemt hangt af van de gekozen parameters en de specifieke verdeling van de bekwaamheid. De auteur toont aan dat een daling van de efficiëntie waarschijnlijk is als beide groepen een even groot aantal personen met een grote bekwaamheid tellen, maar de gemiddelde bekwaamheid in één van de groepen naar beneden getrokken wordt door een groter aantal minder bekwamen. Het efficiëntieverlies als gevolg van het verlaten van de gestandaardiseerde sector door bekwame werknemers van de gediscrimineerde groep, is in dat geval groter dan kan gecompenseerd worden door de overgang van bekwame werkkrachten uit de individuele naar de gestandaardiseerde sector in de groep die profiteert van de

Hoofdstuk 1: Discriminatie, achterstelling en achterstand van allochtonen

38

loondiscriminatie 70. Schwab toonde aan dat in een wereld waar reeds inefficiënties aanwezig zijn, de intuïtie dat de toepassing van statistische discriminatie de efficiëntie enkel kan verhogen niet opgaat. Statistische discriminatie heeft in Schwabs model de eigenschap om de verschillen in gemiddelde productiviteit in de gestandaardiseerde job (waarop zij zelf gebaseerd is) te vergroten. Die eigenschap komt in een nog sterkere vorm terug in de modellen van auteurs die de dynamische efficiëntie van statistische discriminatie in vraag stelden.

1.3.3.2 Dynamische efficiëntie

Bij de dynamische efficiëntie staat niet de allocatie van arbeidskrachten over banen centraal, maar gaat de aandacht naar de efficiëntie van de investeringen in menselijk kapitaal. Statistische differentiatie kan de dynamische efficiëntie ten goede komen. Een voorbeeld is dat van werkgevers die loon-of job-differentiatie toepassen op basis van het door kandidaten behaalde diploma. Een dergelijke praktijk heeft normaal een stimulerend effect op het aantal leerlingen en studenten in studierichtingen die hoog gewaardeerd worden door de markt. Zodra deze opleidingscentra meer doen dan alleen een selectie maken, heeft de differentiatie uitgeoefend door werkgevers een zinvolle signaalfunctie. Als het criterium dat werkgevers hanteren iemands geslacht, huidskleur of nationale groep is, dan mist statistische differentiatie die signaalfunctie71. Toch kan zij nog steeds de investeringen in menselijk kapitaal beïnvloeden. Lundberg & Startz (1983) ontwierpen een model van statistische discriminatie waarin dat het geval is. De auteurs bouwden verder op het model van Aigner

70

Om dit intuïtief duidelijk te maken kan een voorbeeld gegeven worden. Vertrek van twee groepen met een identieke verdeling van de bekwaamheid. In dat geval heeft discriminatie uiteraard geen zin, en krijgt elke groep hetzelfde loon aangeboden. Voeg nu aan één groep een aantal individuen toe met de laagste bekwaamheid. Deze individuen gaan zeker werk zoeken in de gestandaardiseerde sector. Discriminatie op basis van de groep (de individuele bekwaamheid wordt niet geobserveerd) wordt nu zinvol voor de werkgevers. Het resultaat daarvan is dat de marginaal tewerkgestelde in de gestandaardiseerde sector van de uitgebreide groep na discriminatie en reallocatie van werkkrachten over de twee sectoren een lagere bekwaamheid heeft dan de marginaal tewerkgestelde van de andere groep. Dit verhoogt de inefficiëntie van het marktevenwicht. 71

Voor zover het al mogelijk is om van geslacht of huidskleur te veranderen, kan dat moeilijk voorgesteld worden als iets dat het voorwerp uitmaakt van vrije keuze binnen het economische leven.

Hoofdstuk 1: Discriminatie, achterstelling en achterstand van allochtonen

39

& Cain en Phelps (1977)72 door er één stadium, dat voorafgaat aan dat van de arbeidsmarkt aan toe te voegen. In dat stadium dienen de toekomstige werknemers te beslissen over hun investeringen in menselijk kapitaal. Zoals bij Arrow (1973) is dit menselijk kapitaal, dat net zoals de ingeboren bekwaamheid de productiviteit positief beïnvloedt niet rechtstreeks observeerbaar door de werkgevers. Die laatsten beschikken wel over een individuele test-score die de verwachte productiviteit onvertekend, maar imperfect weergeeft73. De auteurs gaan uit van een situatie met twee gemakkelijk te onderscheiden groepen van werknemers met dezelfde verdeling van ingeboren bekwaamheid. Het enige verschil tussen de twee groepen is dat de variantie van de storingsterm van de test-score groter is bij de ene groep dan bij de andere. In die omstandigheid zullen de werkgevers een ander loonschema aanbieden aan werknemers van de twee groepen. De aangeboden lonen zijn voor de twee groepen een gewogen gemiddelde tussen de gemiddelde productiviteit en de behaalde test-score. Bij de groep met de grootste variantie in de storingsterm heeft de test-score een lager gewicht, ten voordele van het groepsgemiddelde in het loonschema74. Gegeven het gedrag van de andere economische agenten beïnvloeden investeringen in menselijk kapitaal het te verwachten loon van een werknemer enkel via hun positieve invloed op de testresultaten. Als die minder doorwegen in het aangeboden loon verminderen de opbrengsten van investeringen in menselijk kapitaal. De marginale kosten voor het verwerven van menselijk kapitaal vertonen voor de twee groepen hetzelfde stijgende verloop. Daardoor zullen werknemers uit de groep met de minst precieze test-score bij hetzelfde loon minder investeren in (niet direct observeerbaar) menselijk kapitaal. Om tot een economisch evenwicht te kunnen komen veronderstellen Lundberg & Startz verder dat werkgevers rationele verwachtingen hanteren over het investeringsgedrag van de werknemers en de parameters van hun kostenfunctie kennen. Bijgevolg weten de werkgevers dat de werknemers in de vernoemde groep bij een zelfde gemiddelde loon minder zullen investeren 72 73

Dat model is ook ons uitgangspunt in hoofdstuk 3.

Lundberg & Startz merken op dat het daarom niet nodig is dat de werkgever echt een test afneemt. Ook de behaalde diploma's kunnen, samen met andere geobserveerde informatie beschouwd worden als leidend tot een individuele "test-score".

Hoofdstuk 1: Discriminatie, achterstelling en achterstand van allochtonen

40

in menselijk kapitaal. Dit resulteert in een evenwicht waarbij de werknemers in de groep met de minst precieze test- score niet alleen een vlakker loonschema aangeboden krijgen, maar ook een lager gemiddeld loon. Dat komt overeen met de geringere investeringen in menselijk kapitaal en de daaruit voortvloeiende lagere productiviteit van deze groep. Zo is er een evenwichtstoestand waarbij twee groepen met dezelfde ingeboren talenten toch heel andere economische prestaties leveren. Het bereikte evenwicht is bovendien niet efficiënt, omdat de leden van de groep met de meer betrouwbare test-score er meer investeren in menselijk kapitaal dan de andere. Daar voor de twee groepen dezelfde kostenfunctie geldt, betekent dit dat de marginale kosten voor investeringen in menselijk kapitaal hoger liggen voor de eerste groep dan voor de tweede. In een efficiënt evenwicht zouden zij gelijk moeten zijn. Lundberg & Startz benadrukken terecht dat de sociale waarnemer dan discriminatie op de arbeidsmarkt zou aantreffen. Omdat werkgevers rekening houden met de gemiddelde productiviteit van de groep waartoe iemand behoort, worden er bij eenzelfde testresultaat verschillende lonen aangeboden aan leden van de twee groepen. Net zoals Schwab, gaven Lundberg & Startz een voorbeeld van een situatie waarbij statistische differentiatie de efficiëntie verlaagt. De impact ervan is groot omdat het verschil in loonschema hier de enige oorzaak is van de verschillen in investeringen in menselijk kapitaal. Als de werkgevers geen onderscheid gemaakt hadden tussen de twee groepen (bijvoorbeeld omdat zij niet konden zien wie tot welke groep behoort), waren er geen verschillen in economisch gedrag geweest.

2 De opbouw van menselijk kapitaal door immigranten en hun kinderen In deze afdeling wordt gezocht naar een verklaring voor de grote verschillen in de opbouw van menselijk kapitaal tussen nationale groepen. Er wordt een beroep gedaan op de controverse rond 74

Voor een bewijs hiervan, zie hoofdstuk 3 (propositie 6).

Hoofdstuk 1: Discriminatie, achterstelling en achterstand van allochtonen

41

de assimilatiehypothese geformuleerd door Chiswick (1978) (sectie 2.2), op Dustmanns theorie van investeringen in menselijk kapitaal bij tijdelijke immigratie (sectie 2.3) en op de theorie van "Etnisch kapitaal" van Borjas (sectie 2.4). De afdeling wordt ingeleid met een sectie waarin de verschillen in opleidingsniveau tussen diverse nationale groepen in België geïllustreerd worden.

2.1

inleiding

Uit de cijfers in tabel 1.1 en 1.2, blijkt dat in 1997 een zeer hoog aandeel Maghrebbijnen en Turken slechts een diploma van het lager onderwijs of minder had75. In vergelijking met de Belgen zijn er bij Maghrebbijnen en Turken in de leeftijdsgroepen tussen 20 en 39 jaar een tekort aan beroepsactieven met een diploma hoger secundair, hoger van het korte en lange type en universitair onderwijs. Dat geldt ook voor EU-burgers uit het Middellandse Zeegebied. Ook in de leefijdsgroep van 15 tot 20 jaar hebben Belgen vaker een diploma van het hoger secundair. Tabel 1.1: Het opleidingsniveau van de beroepsbevolking per leeftijdsgroep en nationaliteit in 1997, mannen Nationaliteit &

Lager

Lager

Hoger

Hoger niet-

Hoger niet-

Universi-

Personen

leeftijdsgroep

onderwijs

secundair

secundair

universitair

universitair

tair

in

of minder

onderwijs

onderwijs

korte type

lange type

onderwijs

steekproef

Mannen, tussen 15 en 20 jaar in 1997, percentage in groep Belgen

18.7

61.1

19.6

0.4

2348

33.3

38.9

27.8

0

18

20.0

61.5

18.5

0

65

Maghreb + Turkije

22.4

63.8

12.9

0.9

116

Anderen

15.4

74.4

10.3

0

39

EU niet Mediterraan a

EU Mediterraan b

Mannen, tussen 20 en 29 jaar in 1997, percentage in groep Belgen

6.4

18.4

52.6

10.4

4.2

7.9

4662

EU niet Mediterraan

4.3

23.2

49.3

4.3

7.2

11.6

69

75

Wij zijn dankbaar aan het NIS, dat een kruising van de opleidingsgegevens uit de steekproefenquête met de weergegeven groepen van nationaliteiten ter beschikking stelde. Het aantal personen uit de niet Mediterrane en Mediterrane EU landen is soms te klein om betrouwbare percentages te geven. De cijfers werden niet gewogen volgens regio en leeftijdsgroep. Het gaat rechtstreeks om de steekproef zelf.

Hoofdstuk 1: Discriminatie, achterstelling en achterstand van allochtonen

42

EU Mediterraan

15.2

31.7

42.7

6.7

1.2

2.4

164

Maghreb + Turkije

41.1

21.4

31.0

0.6

0

6

168

Anderen

13.2

18.6

48.8

3.9

2.3

13.2

129

Mannen, tussen 30 en 39 jaar in 1997, percentage in groep Belgen

10.5

23.9

36.1

12.7

4.8

12

5447

EU niet Mediterraan

7.2

29.7

26.1

12.6

4.5

19.8

111

EU Mediterraan

19.8

34.9

33.2

4.4

1.0

6.7

298

Maghreb + Turkije

49.7

23.5

18.4

2.2

0

6.1

179

Anderen

6.5

16.5

27.6

11.8

8.8

28.8

170

Bron: gegevens verkregen van het NIS (1998), Steekproefenquête naar de beroepsbevolking 1997 a Mediterrane landen zijn: Italië, Spanje, Portugal en Griekenland b De Maghreb landen zijn Marokko, Algerije en Tunesië

Tabel 1.2: Het opleidingsniveau van de beroepsbevolking per leeftijdsgroep en nationaliteit in 1997, vrouwen Nationaliteit &

Lager

Lager

Hoger

Hoger niet-

Hoger niet-

Universi-

Personen

leeftijdsgroep

onderwijs

secundair

secundair

universitair

universitair

tair

in

of minder

onderwijs

onderwijs

korte type

lange type

onderwijs

steekproef

Vrouwen, tussen 15 en 20 jaar in 1997, percentage in groep Belgen EU niet Mediterraan a

EU Mediterraan

15

59.7

24.6

0.5

2299

33.3

40

26.7

0

30

15

56.7

26.7

1.7

60

b

Magreb + Turkije

29.1

60.2

10.7

0

103

Anderen

24.4

57.8

17.8

0

45

Vrouwen, tussen 20 en 29 jaar in 1997, percentage in groep Belgen

4.6

13.7

48.7

20

4.6

8.4

4510

EU niet Mediterraan

9.9

24.7

40.7

3.7

3.7

17.3

81

EU Mediterraan

12.8

22.4

41.7

14.1

2.6

6.4

156

Hoofdstuk 1: Discriminatie, achterstelling en achterstand van allochtonen

43

Maghreb + Turkije

43.5

20.9

29.4

2.3

1.7

2.3

177

Anderen

14.6

17.1

41.1

8.9

3.2

15.2

158

Vrouwen, tussen 30 en 39 jaar in 1997, percentage in groep Belgen

11.1

18.6

36.1

21.3

4.4

8.5

5472

EU niet Mediterraan

17.1

15.4

28.2

14.5

4.3

20.5

117

EU Mediterraan

21.5

35

30.8

6.8

0.4

5.5

237

Maghreb +Turkije

65.7

17.8

10.1

4.1

0

2.4

169

Anderen

17.9

16

29.5

9.6

4.5

22.4

156

Bron: gegevens verkregen van het NIS (1998), Steekproefenquête naar de beroepsbevolking 1997 a Mediterrane landen zijn: Italië, Spanje, Portugal en Griekenland b De Maghreb landen zijn Marokko, Algerije en Tunesië

De theorievorming over statistische discriminatie is van bij haar aanvang teruggevallen op het concept menselijk kapitaal. Arrows (1972, 1973) idee van discriminatie tegen groepen op basis van niet geobserveerde aspecten van menselijk kapitaal werd overgenomen door Lundberg & Startz (1983), en Coate & Loury (1993). Deze auteurs werkten elk een model uit waarbij de discriminatie zelf de oorzaak is van de verschillen in investeringen in menselijk kapitaal. Voor een toepassing voor discriminatie tegen vreemde nationale groepen zijn deze modellen minder geloofwaardig omdat statistische discriminatie er mogelijk een té grote rol speelt. Statistische discriminatie kan immers worden toegepast zonder dat de discriminatie zelf de hoofdoorzaak is van verschillen in menselijk kapitaal tussen nationale groepen. Naar analogie met Arrow, Lundberg en Startz en Coate en Loury zien wij de geringe schoolse prestaties van jongeren uit de beschouwde vreemde nationale groepen als één van de symptomen van een meer algemene achterstand met betrekking tot de vorming van menselijk kapitaal. In tegenstelling tot die auteurs echter, beschouwen wij discriminatie op de arbeidsmarkt niet als de enige oorzaak voor deze achterstand. In de volgende secties wordt een overzicht gegeven van andere factoren die, los van discriminatie, leiden tot een geringere vorming van menselijk kapitaal door immigranten en hun kinderen.

2.2

Het tekortschieten van de assimilatiehypothese

Recente immigranten hebben een gebrek aan wat men kan aanduiden als land-specifiek

Hoofdstuk 1: Discriminatie, achterstelling en achterstand van allochtonen

44

menselijk kapitaal. Zij hebben geen binnenlandse diploma's, een kleinere of geen kennis van de taal, hebben nog geen of slechts weinig ervaring met werken in het gastland en kennen de in de produktie gehanteerde normen en gebruiken onvoldoende. De bovenstaande gedachten vormen het uitgangspunt voor de assimilatiehypothese. Chiswick (1978) vond dat blanke immigranten uit Europa en Cuba na een verblijf van 5 jaar in de Verenigde Staten 10% minder verdienden dan blanken (met dezelfde scholing) die in de V.S. geboren waren. Immigranten met een verblijfsduur van 13 jaar verdienden evenwel hetzelfde inkomen als de laatste groep, terwijl die met een verblijfsduur van 20 jaar een inkomen van 6% hoger hadden. Ter verklaring formuleerde hij de assimilatiehypothese: een immigrant zal snel investeringen doen om zijn achterstand op het gebied van menselijk kapitaal goed te maken. Vooral in de eerste maanden en jaren na zijn aankomst zou een immigrant een motief hebben te investeren in de opbouw van land-specifiek menselijk kapitaal. Investeringen in menselijk kapitaal (die meer opbrengen als zij onmiddellijk gedaan worden) drukken het inkomen aanvankelijk, maar doen het later stijgen. Dat het inkomen van immigranten sneller stijgt dan dat van autochtonen is volgens Chiswick het gevolg van een grotere job-mobiliteit bij immigranten en een grotere zelffinanciering van hun eigen naschoolse opleiding76 . Voor een verklaring van de hogere inkomens die uiteindelijk door immigranten verdiend worden verwees de auteur naar de mogelijkheid van het bestaan van een positieve zelf-selectie door immigratie. Gegeven het opleidingsniveau zouden vooral de sterk gemotiveerde personen en die met lage discontovoeten voor investeringen in menselijk kapitaal immigreren. Schmidt (1993) formuleerde een alternatief voor Chiswicks verklaring voor de snellere stijging (met lage begininkomens) van de inkomens van immigranten. Zijn model is gericht op de institutionele context van de Duitse arbeidsmarkt, waar vaak gewerkt wordt met lange termijn arbeidscontracten. Het tewerkstellen van een vreemdeling in een lange termijn contract houdt onzekerheid in omdat zijn productiviteit met minder precisie kan ingeschat worden. Daarom immigranten lagere beginlonen aangeboden krijgen77. Nadien zouden hun lonen sneller stijgen

76 Volgens Chiswick zouden werkgevers minder bereid zijn een bedrijfsspecifieke opleiding te geven aan immigranten omdat zij minder van hen afweten. 77

De reden voor het lagere beginloon voor immigranten is in het model van Schmidt (1993) niet het bestaan van

Hoofdstuk 1: Discriminatie, achterstelling en achterstand van allochtonen

45

dan die van autochtonen, omdat met de tewerkstellingsduur ook de werkelijke productiviteit van een werknemer meer en meer bekend wordt78. Schmidt (1993) veronderstelde dat er alleen lange termijn contracten mogelijk zijn. In feite kan men observeren dat vreemdelingen meer in korte termijn contracten tewerkgesteld worden en meer direct van de ene naar de andere job gaan (Winckelmann and Zimmerman 199279). Dit sluit niet uit dat immigranten een sterker stijgend inkomensverloop hebben, maar suggereert dat zij verplicht zijn van werkgever te veranderen om hun eigen bekwaamheid te laten renderen80. Men kan stellen dat de assimilatiehypothese ondersteund wordt door de empirie in de Verenigde Staten81. Maar er moeten wel twee belangrijke opmerkingen geformuleerd worden. Een eerste

risico aversie bij werkgevers (er wordt uitgegaan van risico neutrale werkgevers), maar van een asymmetrie in de arbeidsverhoudingen of reglementering. Die zouden uitsluiten dat werkgevers onbekwame werknemers afdanken, terwijl werknemers die na een zekere periode van tewerkstelling weten dat zij bekwaam zijn wel een loon gelijk aan de productiviteit kunnen afdwingen. 78

Schmidt gaat er van uit dat de gemiddelde productiviteit van een immigrant dezelfde is als die van een nietmigrant met dezelfde observeerbare kenmerken. Bij gevolg zal het inkomen naar het einde van het contract toe, waar de werkelijke productiviteit volledig gekend is voor (alle) werkgevers en werknemers, niet meer verschillen tussen immigranten en niet immigranten. 79

Deze auteurs meten de arbeidsmobiliteit in Duitsland op basis van het aantal baan tot baan veranderingen, de frequentie van werkloosheid en het aantal aangehouden banen in Duitsland door een groep Duitsers en vreemdelingen in de periode van 1974 tot 1984. In die periode veranderden vreemdelingen gemiddeld 0,63 maal direct van baan tot baan, terwijl Duitsers dat gemiddeld slechts 0,34 maal deden. Het gemiddelde van alle baanveranderingen was 0,90 voor de vreemdelingen en 0,52 voor de Duitsers. 80

Zimmerman en Winckelmann (1992) vonden ook dat de directe mobiliteit van baan tot baan niet significant afnam met de leeftijd voor vreemdelingen, terwijl die leeftijd een sterke (en significant) negatieve invloed had op de mobiliteit bij Duitsers. Deze vaststelling doet vragen rijzen bij de opvatting dat werkgevers met de tijd meer informatie verwerven over de werkelijke produktiviteit van immigranten die bij hen werken. 81

De geldigheid van de empirische resultaten van Chiswick werd in twijfel getrokken door Borjas (1985). Die argumenteerde dat als men de inkomens van vroegere en meer recente migratiecohortes vergelijkt in een momentopname, de graad van assimilatie overschat wordt omwille van een daling van de "kwaliteit" van de immigratie naar de V.S. over de tijd. Deze kwaliteitsvariabele slaat zowel op vaardigheden van immigranten als op positieve selectie effecten. Omdat zij gebruik konden maken van panelgegevens (voor het jaar 1970 en 1980) konden Lalonde en Topel (1990) het probleem gesignaleerd door Borjas opvangen. Voor de groepen immigranten die zij bestudeerden vonden zij in overeenstemming met de assimilatiehypothese snel stijgende inkomensprofielen in de V.S. De door Borjas naar voor geschoven daling in de "kwaliteit" van de immigranten kon volgens Lalonde en Topel bijna volledig toegeschreven worden aan een verschuiving in de belangrijkste landen van oorsprong van immigranten, met dalende aandelen voor Europa en stijgende aandelen voor Azië, Mexico en Latijns Amerika. Met uitzondering van Aziatische immigranten in de V.S. (die hogere opleidingsniveaus hadden dan Europeanen en Amerikanen) hadden de immigranten uit de nieuwe landen lagere opleidingsniveaus. Lalonde en Topel wezen er ook op dat de verbetering van de relatieve inkomenspositie van o.m. de Mexicaanse immigranten afgezwakt werd door de scherpe daling van de relatieve lonen voor eenvoudige jobs in de V.S. gedurende de jaren 70.

Hoofdstuk 1: Discriminatie, achterstelling en achterstand van allochtonen

46

opmerking is dat in de studies van Chiswick (1978) en Lalonde en Topel (1990) immigranten van bepaalde landen van origine (met name Mexico en de rest van Latijns America) evenals hun kinderen nooit inkomensgelijkheid met personen (met dezelfde kenmerken) van de Amerikaanse nationale groep bereikten. Zo vond Chiswick (1978) wel assimilatie van Mexicaanse immigranten in de V.S. als men hun inkomensverloop vergelijkt met dat van personen in dezelfde nationale groep82, maar niet in vergelijking met andere nationale groepen. De auteur besloot dat de significant lagere verdiensten van Mexicaanse immigranten het gevolg waren van een Mexicaans "etnische" groep83 effect eerder dan een kenmerk van de eerste generatie Mexico-Amerikanen. Lalonde en Topel vinden een gelijksoortig effect voor personen van Mexicaanse origine en besluiten dat dat het gevolg moet zijn van niet geobserveerde verschillen in vaardigheden84 tussen de Mexicaanse en andere groepen. Ook Borjas (1992, 1995) vond een sterk en over verschillende generaties blijvend effect van de aldus gedefinieerde etnische groep op de inkomens en het opleidingsniveau. Deze bevindingen hebben geleid tot de formulering van de theorie van "etnisch kapitaal" (Borjas, 1992). Die theorie wordt besproken in sectie 2.4. Een tweede opmerking is dat de assimilatiehypothese geformuleerd werd voor permanente en niet voor tijdelijke migratie. Een immigrant kan een gedeelte van het land-specifieke kapitaal verwerven door te leven en te werken in het gastland. Het gaat dan over mondelinge taalkennis, kennis van de werking van de arbeidsmarkt of werkervaring. Andere elementen, zoals het leren schrijven in de taal van het gastland, of het verwerven van professionele en technische kwalificaties en diploma's vereisen zwaardere inspanningen. Bij tijdelijke immigratie zijn de opbrengsten van investeringen in deze belangrijke85 aspecten van menselijk kapitaal kleiner, terwijl de kosten ervan even hoog zijn. De immigratiegolf van na W.O. II van Noord-Afrika en Zuid-Europa naar Noord Europa werd tot en met de jaren 70 zowel door de autochtone

82

De auteur maakt geen gebruik van de term nationale groep maar maakt binnen de groep geboren in de V.S. een onderscheid tussen Mexicaanse en niet-Mexicaanse origine op basis van het al dan niet hebben van een Spaanse familienaam. Die techniek werd enkel toegepast voor 5 zuidwestelijke staten grenzend aan Mexico, wat de kans op verwarring met een Spaanse origine erg klein maakt. Daar de immigratie vanuit Mexico een recent fenomeen is valt de groep van "Mexicaanse origine" in het werk van Chiswick vrijwel samen met de Mexicaanse nationale groep. 83

Wij zouden hier de term nationale groep prefereren

84

De auteurs controleerden voor de scholing en ervaring, waar de Mexicanen inderdaad minder goed presteerden.

85

Dustmann (1994b) vond dat het inkomen van immigranten van Zuid-Europese landen en Turkije in Duitsland afhangt van hun mondelinge en in nog sterkere mate van hun schriftelijke kennis van het Duits.

Hoofdstuk 1: Discriminatie, achterstelling en achterstand van allochtonen

47

bevolking als door de meerderheid van de inwijkelingen gezien als een tijdelijke immigratie86. De assimilatiehypothese is daarom minder van toepassing op de menselijk kapitaalvorming door immigranten in Europa. In sectie 2.3 wordt een model van Dustmann (1991), dat expliciet rekening houdt met het tijdelijk karakter van immigratie, besproken.

2.3

De effecten van tijdelijke migratie

Dustmann (1991) ontwierp een model dat de investeringen in land-specifiek menselijk kapitaal van een tijdelijke immigrant verklaart. De tijdelijke migranten in zijn model willen ofwel zo snel mogelijk een vooraf bepaald geldbedrag sparen, ofwel zo veel mogelijk sparen in een gegeven periode. Eens in het gastland moet de immigrant beslissen hoe hij zijn tijd verdeelt over de vorming van land-specifiek menselijk kapitaal en het verdienen van een inkomen. De auteur verklaarde het bestaan van tijdelijke immigratie door te veronderstellen dat immigranten van lage-loonlanden in rijke landen een hoger (reëel) loon verdienen, maar dat consumptie hen een hoger marginaal nut oplevert in hun land van oorsprong87

88

. Met zijn theoretisch model ging

Dustmann de invloed van de geplande verblijfsduur (of het geplande spaarbedrag) en de bekwaamheid van de immigrant op diens investeringen in menselijk kapitaal en het daaruit resulterende inkomensverloop na. Dustmann (1991) toonde theoretisch aan dat een langere verblijfsduur (noodzakelijk gemaakt door een hoger spaarobjectief) leidt tot hogere investeringen in menselijk kapitaal. Een kleinere

86

Vandaar het gebruik van termen als gastarbeider.

87

Immigratie van doelspaarders kan ook uitsluitend op basis van koopkrachtverschillen tussen landen verklaard worden. Hetzelfde bedrag in BEF, DM of $ heeft een grotere koopkrachtwaarde in een arm dan in een rijk land. Een motief van tijdelijke immigratie naar een land met hoge lonen (en prijzen) kan dan zijn zo veel mogelijk geld te sparen. Bij terugkeer heeft dat geld immers een hogere koopkrachtwaarde. Djajic (1989) en Van den Cruyce (1994) ontwierpen een model van tijdelijke immigratie met dit motief. 88

Anderen (Stark 1991, p 208 e.v.) zien doelsparen als het gevolg van het slecht functioneren van kredietmarkten in ontwikkelingslanden. Een arme familie die wil investeren in een economische activiteit in de eigen streek (bijvoorbeeld overschakelen naar de teelt van hoog renderende gewassen), maar geen beroep kan doen op de lokale kredietmarkten (die slecht ontwikkeld zijn, en discrimineren tegen onvermogenden) heeft vaak als enige mogelijkheid een familielid uit te sturen naar de stad of het buitenland om het benodigde bedrag bij elkaar te sparen.

Hoofdstuk 1: Discriminatie, achterstelling en achterstand van allochtonen

48

geplande verblijfsduur geeft aanleiding tot minder investeringen in menselijk kapitaal89. Deze voorspelling wordt gesteund door empirische observaties. Dustmann (1991) verwees naar eerder empirisch werk van hem (Dustmann, 1990) waarbij een positief verband tussen de geplande verblijfsduur en de investeringen in menselijk kapitaal kon aangetoond worden. Kee en Hartog (1995) vonden dat een wens tot terugkeer een significant negatieve invloed had op de Nederlandse taalvaardigheid van Turkse en Marokkaanse immigranten in Nederland wat betreft lezen en schrijven, maar niet wat betreft spreken of verstaan. Zij wezen erop dat leren lezen en schrijven als een echte investeringsbeslissing moet gezien worden, terwijl het leren spreken en verstaan veelal min of meer vanzelf gebeurt in de omgang met Nederlanders. De terugkeerwens was in hun studie sterker bij de Turken (71,9% op 508 Turken wilde zeker terug naar Turkije) dan bij de Marokkanen (waar slechts 45,3% op 179 terug wilde naar Marokko). Gemiddeld hadden de Marokkaanse immigranten, met een langere verblijfsduur in Nederland dan de Turken (14,1 t.o.v. 12,3 jaar) en een hoger aantal jaren scholing in Nederland (0,4 jaar t.o.v. 0,3 jaar), een betere mondelinge en schriftelijke Nederlandse taalvaardigheid dan de Turken. Lesthaeghe (1999) rapporteert zeer gelijkaardige resultaten voor Marokkaanse en Turkse vrouwen in België. Ook voor België geldt dat de Turkse immigranten van bij het begin sterkere terugkeerintenties hadden dan de Marokkaanse. Zo zijn 60% van de Marokkaanse immigranten Berbers, die in Marokko een minderheidsgroep vormen met een slechte relatie met de Arabisch sprekende meerderheid (Lesthaeghe(1999)). De sterkere banden van de Turkse immigranten met hun thuisland blijken ook uit een significant hoger aandeel van gearrangeerde huwelijken met een partner vanuit het thuisland en het hogere percentage dat huiseigenaar is in het thuisland onder Turken dan onder Marokkanen. Het resultaat is een opvallend verschil in de mate van linguïstische integratie tussen Marokkaanse en Turkse vrouwen90. Onder Marokkaanse vrouwen is er een significant hoger aandeel dan onder Turkse vrouwen van dezelfde leeftijdsgroep dat Nederlands of Frans kan spreken en lezen en het TV-nieuws kan volgen in België91.

89

Een mogelijke uitzondering hierop zijn de investeringen in vaardigheden waarvan de immigrant verwacht dat zij ook nuttig kunnen zijn in het land van oorsprong (Dustmann 1994a). 90

Ook het feit dat in Marokko het Frans de tweede taal is en dat Turken, in tegenstelling tot Marokkanen, wél hun nationale zenders via de kabel kunnen bekijken in België zijn verklaringen hiervoor.

Hoofdstuk 1: Discriminatie, achterstelling en achterstand van allochtonen

49

De initiële voorraad menselijk kapitaal van een immigrant heeft in de gereduceerde vorm van Dustmanns model geen invloed op de investeringen in menselijk kapitaal. Daardoor verhoogt het menselijk kapitaal waarmee de immigrant vertrekt enkel het niveau van menselijk kapitaal, en niet noodzakelijk de groei ervan. Dit resultaat gaat in tegen de visie van Chiswick (1978, p 903) die geloofde in hogere initiële investeringen door immigranten met een lager startkapitaal. Chiswick, die zijn vooropstelling niet verder verantwoordt ging wellicht uit van het bestaan van afnemende meeropbrengsten bij de inzet van menselijk kapitaal in de productie van inkomen92. Wat wel belangrijk is, is de efficiëntie waarmee een immigrant nieuw menselijk kapitaal produceert. Een verhoging van die efficiëntie (Dustmann spreekt van "ability") leidt tot een hogere initiële en totale menselijke kapitaalverwerving. Immigranten met een hogere efficiëntie beginnen, ceteris paribus, met een lager zichtbaar inkomen93, maar eindigen met een hoger inkomen op de arbeidsmarkt. Men zou kunnen onderzoeken of de efficiëntie van de kapitaalvorming verschilt tussen nationale groepen. Een theoretische basis voor dergelijke verschillen kan liggen in het bestaan van sociaal kapitaal (dat verder aan bod komt) en de culturele en taalkundige afstand die bestaat tussen het gastland en het land van afkomst van de immigranten. Hoe groter die afstand, hoe meer tijd en inspanning het een immigrant kost om de taal van het gastland te leren spreken of schrijven of zich andere specifieke vaardigheden toe te eigenen. Met die interpretatie van Dustmanns efficiëntie is het mogelijk dat de menselijke kapitaalvorming en assimilatie in België van een Turkse immigrant trager verloopt dan die van een Italiaan of Marokkaan (die al meer vertrouwd is met het Frans). Aan Dustmanns redenering kan toegevoegd worden dat niet alleen remigratieplannen tijdens het actief leven, maar ook die erna een invloed hebben op de investeringen in menselijk kapitaal. Zo is taalkennis, en de acceptatie van bepaalde normen en waarden ook nuttig voor het leven in het gastland buiten de arbeidsmarkt. Voor diegenen die niet meer van plan zijn terug te keren, zijn er dus meer voordelen verbonden aan het verwerven van land-specifiek menselijk kapitaal dan

91

Zie Surkyn(1993), die zich hiervoor baseerde op enquêtegegevens voor 1992-1993.

92

Er kan een vraagteken geplaatst worden bij die veronderstelling. Het inkomen hangt af van de werking van de markteconomie. Alvast wat de relatie tussen het aantal studiejaren en de kans op het vinden van een baan betreft is er, zoals in dit werk zal blijken, niet altijd sprake van dalende meeropbrengsten. 93

Omdat zij een groter deel van hun tijd besteden aan het investeren in hun vorming.

Hoofdstuk 1: Discriminatie, achterstelling en achterstand van allochtonen

50

alleen strikt materiële94. Van de immigranten die vanaf de jaren '50 naar ons land kwamen is slechts een klein gedeelte van personen die ouder zijn dan 65 in ons land gebleven95. Er zijn dan ook (naast emotionele) goede economische motieven voor immigranten van arme landen om bij pensionering of werkverlies op hogere leeftijd België te verlaten en terug te keren naar hun land van herkomst. Zo heeft in België gespaard geld een grotere koopkrachtwaarde in een arm land, en heeft een ouder wordende immigrant die een goedbetaalde job in België verliest nauwelijks een kans om in België aan een andere vergelijkbare job te raken96. De situatie van kinderen van immigranten is heel anders dan die van hun ouders. Zij hebben nog geen geld kunnen sparen en hebben door hun in België behaalde diploma's meer kansen op de Belgische arbeidsmarkt. Dat deze jongeren in België blijven ondanks hun (in vergelijking met de Belgen) geringe kansen op de arbeidsmarkt kan gezien worden als een investeringsbeslissing. Enkel door er fysiek aanwezig te zijn maken zij kans op het verkrijgen van een goed verdienend werk in België. De langere werkloosheidsduur weegt niet op tegen de payoffs eens het beoogde werk gevonden werd daar die nog voor de gehele duur van het actief leven gelden. Wij besluiten dat in de context van de gastarbeid naar België de assimilatiehypothese eerder op zal gaan voor de kinderen van gastarbeiders dan voor de gastarbeiders zelf. De assimilatie werd dan wel minstens één generatie uitgesteld. In sectie 2.4 zal blijken dat een dergelijk uitstel een negatieve invloed kan hebben op de menselijke kapitaalvorming bij kinderen van immigranten.

2.4

De rol van "etnisch kapitaal"

Borjas (1992) stelt dat het menselijk kapitaal dat personen tijdens hun jeugd opbouwen niet 94

Bij een conflict van normen tussen het gastland en het land van origine loopt deze groep ook niet de kans om zich bij terugkeer een vreemde in eigen land te voelen. 95

In maart 1991 (cijfers volkstelling) was slechts 0,3 % van de Turkse, 0,7 % van de Marokkaanse en 6,3 % van de Italiaanse mannen in België ouder dan 65. Wel 13% van de Belgische mannen was ouder dan 65. Bij de vrouwen waren de cijfers resp. 0,5%, 0,3%, 7,3% en 13,6 % bij Turken, Marokkanen, Italianen en Belgen. 96 In een studie van Denolf en Martens (1991) bij 700 ex-mijnwerkers uit de Oostelijke sector van de Kempense Steenkoolmijnen bleek dat drie jaar na de mijnsluiting geen van de Turkse mijnwerkers van ouder dan 35 jaar werk had. Bij de Turken jonger dan 35 jaar was 24 % opnieuw aan het werk. Bij Italianen was 57 % van de ouderen en 78,5 % van de min 35-jarigen werkzaam. Bij de Belgen waren resp. 70 % en 92 % aan het werk.

Hoofdstuk 1: Discriminatie, achterstelling en achterstand van allochtonen

51

alleen een functie is van het menselijk kapitaal van hun ouders maar ook van het aanwezige "etnisch kapitaal". De auteur definieert dat als de gemiddelde hoeveelheid menselijk kapitaal (onder meer meetbaar als het aantal jaren scholing) die aanwezig is bij de volwassenen in een bepaalde etnische groep97. Alhoewel de term etnisch een opdeling doet vermoeden die los staat van de nationaliteit, classificeert Borjas (1992, 1995) de "etnische" groepen in de Verenigde staten uitsluitend op basis van de nationaliteit van de geïmmigreerde ouder of grootouder. Als deze auteur over etnische groep spreekt, bedoelt hij dus nationale groep. De intuïtie achter Borjas' theorie is dat naast de ouders ook anderen verantwoordelijk zijn voor de menselijke kapitaalvorming van elk kind. Ook als er geen familiale band is met het kind kunnen het voorbeeld en de raad van andere volwassenen en kinderen een impact hebben op bijvoorbeeld de studiekeuze en de motivatie van het kind. Het is waarschijnlijk dat de meeste kinderen vaker in contact komen met andere kinderen en volwassenen van de eigen nationale groep, dan met die van andere nationale groepen. Het bestaan van concentatiescholen met een oververtegenwoordiging van kinderen uit de Turkse of Marokkaanse nationale groep is daar een illustratie van. In dat geval is de gemiddelde hoeveelheid menselijk kapitaal van de volwassenen in de nationale groep van het kind een betere benadering van het menselijke kapitaal in de omgeving waarin het kind opgroeide dan het gemiddelde voor het hele land. Volgens Borjas (1992) werkt etnisch kapitaal als een externaliteit in de productiefunctie voor het menselijk kapitaal van het kind. Het belemmert de menselijke kapitaalvorming bij kinderen uit nationale groepen met een gemiddeld tekort aan menselijk kapitaal en bevordert de menselijke kapitaalvorming bij nationale groepen met een grote hoeveelheid menselijk kapitaal. Met een

97

Als produktiefunctie voor het menselijk kapitaal van een individu i van generatie t en nationale groep j hanteert Borjas (1992): t -1 β t -1 t -1 β t K ij = β 0 ( sij K ij ) 1 ( µ j ) 2

waarbij µjt het etnisch kapitaal in generatie t voorstelt en gegeven wordt door: N tj

µ tj =

∑K

t ij

i=1

N tj

De ouder heeft geen invloed op het etnisch kapitaal.

Hoofdstuk 1: Discriminatie, achterstelling en achterstand van allochtonen

52

beginsituatie waarbij verschillende nationale groepen over een gemiddeld menselijk kapitaal van ongelijke hoogte beschikken, kan er over verschillende generaties heen zowel convergentie naar eenzelfde gemiddelde voorraad menselijk kapitaal als divergentie optreden. De invloed van het etnisch kapitaal op de menselijke kapitaalvorming van het kind zorgt bij een ongelijke beginsituatie voor een tragere convergentie. De theorie van etnisch kapitaal van Borjas kan gezien worden als een kwantitatieve herleiding van de theorie van sociaal kapitaal die geformuleerd werd door sociologen als Coleman (1988). Sociaal kapitaal vloeit voort uit de intensiteit en de aard van de relaties tussen personen in een bepaalde groep. Het zijn niet-materiële middelen waarvan leden van de groep gebruik kunnen maken om bepaalde acties te realiseren98. In de context van scholing bestaat het sociaal kapitaal onder meer uit het contact van ouders met hun kinderen99, de netwerken waarover ouders beschikken om hun schoolgaande kinderen te begeleiden100 en de verwachtingen die ouders stellen ten aanzien van de studieresultaten van hun kinderen. De theorie van het sociaal kapitaal is daarmee heel wat ruimer dan de theorie van etnisch kapitaal van Borjas. Bij de empirische toetsing van zijn model vond Borjas (1992) een significant positieve invloed van het etnisch kapitaal op het menselijk kapitaal van het kind. Borjas gebruikte drie verschillende cijfermatige benaderingen voor het menselijk kapitaal. De eerste was het aantal jaren scholing. Het gemiddelde aantal jaren scholing in de nationale groep in de generatie van de ouder bleek een significant positief effect te hebben op het aantal jaren scholing van het kind101. Dat effect was bijna even groot als dat van het aantal jaren scholing van de ouder102.

98

Coleman (1988) geeft het voorbeeld van betrouwbaarheid. Een groep waarbinnen wederzijds vertrouwen heerst zal heel wat meer kunnen bereiken dan een groep waarvan de leden elkaar niet kunnen vertrouwen. 99

Onder meer beïnvloed door het aantal kinderen waarover de ouders hun aandacht moeten verdelen.

100

Onder meer het contact van ouders met de directies en leerkrachten, en met ouders van andere kinderen die naar dezelfde school gaan.

101

Een toename met één jaar in het gemiddeld aantal jaren scholing van een nationale groep resulteerde ceteris paribus in een toename van het aantal jaren scholing van de volgende generatie met 0.2 jaar.

102

Met name de vader van de persoon in kwestie (met een coëfficiënt van 0.25). Het is ook de afkomst van de vader die de nationale groep bepaalt bij van Borjas. Die voerde ook controleregressies uit met de moeder als bepalend voor de nationale groep en het etnisch kapitaal maar vond daarbij geen afwijkende resultaten.

Hoofdstuk 1: Discriminatie, achterstelling en achterstand van allochtonen

53

De twee volgende gehanteerde maatstaven zijn het inkomen en een indicator van het bij een baan horende prestige

103 104

. Het gemiddelde inkomen in de nationale groep in de generatie van de

ouder had evenveel invloed op het inkomen van het kind als het inkomen van de vader105. De gemiddelde prestige-score in de generatie van de ouder had zelfs een groter effect dan het prestige van de baan van de ouder op het prestige van de baan van het kind. De gevonden resultaten zijn niet veroorzaakt door het gewicht in het bestand van één of twee nationale groepen die veel leden tellen. Borjas (1992) beschikte over voldoende gegevens van personen uit een groot aantal nationale groepen en vond kwalitatief dezelfde resultaten in een oefening waarbij een grote groep zoals de Mexicanen weggelaten werd. Een andere vraag die men bij de resultaten van Borjas zou kunnen stellen is of de nationale groep niet het effect van de buurt heeft overgenomen. Omdat leden van dezelfde nationale groep vaak geconcentreerd zitten in bepaalde buurten, zou er een verwarring kunnen ontstaan tussen het effect van de gemiddelde hoeveelheid menselijk kapitaal in de buurt waar iemand opgegroeid is en de gemiddelde hoeveelheid menselijk kapitaal in de nationale groep van de ouders. Borjas (1995) onderzocht zelf beide effecten en vond dat ook bij personen die opgroeiden in dezelfde buurten de nationale groep een extern effect bleef hebben op de menselijke kapitaalvorming. Ook de buurt oefende een extern effect uit op de menselijke kapitaalvorming. Het is echter niet zozeer bij de resultaten, maar bij de interpretatie die Borjas (1992) eraan geeft dat vraagtekens kunnen geplaatst worden. De impact van de groepsgemiddelden in de generatie van de ouders zou, conform de theorie van het sociaal kapitaal, gewoon kunnen weerspiegelen dat de ene nationale groep beschikt over een (voor het economisch leven) beter gepast sociaal netwerk en betere instituties dan de andere. Het sociaal kapitaal - waarvoor Borjas niet kon corrigeren - zal immers zowel de situatie van de ouders als die van de kinderen beïnvloeden.

103

Voor dat laatste werd gebruik gemaakt van de "Hodge-Siegel-Rossi prestige score", een classificatie van jobs volgens niveau van prestige die sterk gecorreleerd is met het inkomen.

104

Borjas gaat er hoogst waarschijnlijk vanuit (zoals gebruikelijk in de menselijk kapitaal benadering) dat het behaalde inkomen en de prestige van de baan een onvertekende weergave zijn van de productiviteit van een werkkracht, die op haar beurt positief gerelateerd is tot het verworven menselijk kapitaal. Precies die eerste relatie wordt aangevochten binnen de literatuur rond discriminatie.

105

Beiden hadden een coëfficiënt van 0,3, wat impliceert dat de transmissie-coëfficient van inkomen van één generatie naar een andere 0.6 bedraagt.

Hoofdstuk 1: Discriminatie, achterstelling en achterstand van allochtonen

54

De resultaten van Borjas zijn ook conform met het bestaan van discriminatie. Een discriminatie in hoofde van schooldirecties en leraars of van werkgevers die zowel de generatie van de ouders als die van hun kinderen treft genereert gelijksoortige resultaten. Zo zorgt discriminatie tussen nationale groepen bij banen op een hoger niveau voor een positieve correlatie tussen het prestige van de job van de kinderen en het gemiddelde prestige bij de ouders in dezelfde nationale groep. Het is trouwens opmerkelijk dat het gemiddelde inkomen in de generatie van de ouders, en de gemiddelde prestigescore van de uitgeoefende baan een groter effect hadden op de overeenstemmende variabele in de generatie van de kinderen dan het aantal studiejaren. Als discriminatie achter deze verbanden zit, dan speelt die sterker voor de arbeidsmarkt dan voor het onderwijs. Als er gediscrimineerd wordt op de arbeidsmarkt kan het inkomen of het prestige verbonden met het werk niet meer gebruikt worden als indicator van het verworven menselijk kapitaal.

2.5

Besluit

De assimilatiehypothese, die stelt dat immigranten door grote investeringen in land specifiek en ander menselijk kapitaal vlak na hun aankomst snel hun initiële tekorten aan menselijk kapitaal wegwerken, wordt niet bevestigd in het geval van de gastarbeid naar West Europa. Een deel van de verklaring voor de blijvende achterstand van de betrokken nationale groepen inzake opleiding kan gevonden worden in het tijdelijke karakter van die migratie. Dustmann (1991) toonde theoretisch en empirisch aan dat tijdelijke immigranten minder investeren in menselijk kapitaal. Uit ander empirisch onderzoek (Kee en Hartog, 1995, Lesthaege (1999) en Surkyn (1993)) blijkt dat een terugkeerwens een negatief effect uitgeoefend heeft op de kans dat men leert lezen en schrijven in het Nederlands. Goed kunnen lezen en schrijven in de taal van het gastland verhoogt nochtans de kansen op werk en de verkregen lonen. Er bestaan wellicht belangrijke verschillen in de kosten waarmee vreemde nationale groepen zich het land specifieke kapitaal kunnen eigen maken. Uit Borjas (1992,1995) onderzoek naar etnisch kapitaal blijkt dat de verschillen in opleidingsniveau tussen nationale groepen niet alleen toe te schrijven zijn aan de generatie van de immigranten, maar vaak blijven bestaan in de tweede generatie. Naast de rechtstreekse

Hoofdstuk 1: Discriminatie, achterstelling en achterstand van allochtonen

55

invloed van het opleidingsniveau van de ouder, is er ook een effect van het gemiddeld opleidingsniveau in de nationale groep op de behaalde opleiding van kinderen. Een voorbeeld van een dergelijk mechanisme is het bestaan van concentratiescholen. De bespreking van oorzaken van duurzame verschillen in de opbouw van menselijk kapitaal tussen nationale groepen is onvolledig. Zij toont echter aan dat men, zonder gebruik te maken van “culturele verschillen” die men zou kunnen vermoeden achter de term etnisch kapitaal, én zonder terug te vallen op discriminatie een verklaring kan geven voor dit fenomeen. Daarmee is niet gezegd dat discriminatie bij de opleiding of op de arbeidsmarkt geen negatief effect heeft op de vorming van menselijk kapitaal door immigranten en hun kinderen106. Wel lijkt het minder interessant om, zoals Arrow (1973), Lundberg en Startz (1983) en Coate en Loury (1993) met een model te werken waarbij discriminatie op de arbeidsmarkt de enige oorzaak is van de verschillen in menselijk kapitaal tussen groepen. Deze auteurs pasten hun modellen trouwens niet toe op immigranten, maar wel op discriminatie tegen zwarten en vrouwen.

3 De arbeidsmarktpositie van allochtonen in België en discriminatie

3.1

Inleiding

In de theoretische literatuur rond discriminatie op de arbeidsmarkt, waarvan een overzicht

106

Deze discussie wordt verder gezet in hoofdstuk 3.

Hoofdstuk 1: Discriminatie, achterstelling en achterstand van allochtonen

56

gegeven werd in afdeling 1, is bijna uitsluitend aandacht voor loondiscriminatie107. Dit is het gevolg van de veronderstelling van competitieve markten waar prijzen in staat zijn te corrigeren voor alle zichtbare individuele verschillen108. In een dergelijke wereld lijkt baandiscriminatie een weinig frequente hoekoplossing. In dit werk, waar afgestapt wordt van de hypothese van perfect flexibele prijzen, vormt baandiscriminatie het centrale object van studie. In deze afdeling wordt op basis van eenvoudig cijfermateriaal aangetoond waarom dat noodzakelijk is. Onze aandacht voor baandiscriminatie wordt verantwoord door: 1. Het bestaan van een hoge werkloosheid onder vreemdelingen uit arme landen in België 2. Een oververtegenwoordiging van allochtonen in het statuut van arbeider 3. Het feit dat verschillen in gemiddelde lonen tussen nationale groepen grotendeels kunnen verklaard worden door verschillen in statuut en sectoren van de tewerkstelling. De bovenstaande punten komen aan bod in de secties 3.2 tot 3.5. De vierde reden is dat het bestaan van discriminatie bij aanwerving tegen de Marokkaanse nationale groep reeds aangetoond werd in experimenteel en ander onderzoek. Wij stellen een bespreking van die onderzoeksresultaten uit tot hoofdstuk 3, waar zij bekeken worden vanuit de inzichten van het model van statistische discriminatie.

107

Een uitzondering is Thurow (1975), die overtuigend aanvoert dat (statistische) baandiscriminatie zwaardere gevolgen kan hebben dan de loondiscriminatie die in de theoretische literatuur centraal staat. In meer recent theoretisch werk is er aandacht voor baandiscriminatie en het verband tussen discriminatie en job segregatie. Zo ontwikkelde Asa Rosén (1997) een zoekmodel van (statistische)discriminatie in de context van jobmatching (zie hoofdstuk 2) en hebben Nils Gottfries en Barry McCormick (1995) aandacht voor discriminatie en open werkloosheid in een gesegmenteerde arbeidsmarkt.

108

Die veronderstelling werd gemaakt door Phelps (1972), Aigner & Cain (1977) en Arrow (1973) voor modellen van statistische discriminatie. Op de hypothese van onvolledige informatie over de individuele productiviteit na zijn alle voorwaarden voor een arbeidsmarkt met zuivere concurrentie er vervuld.

Hoofdstuk 1: Discriminatie, achterstelling en achterstand van allochtonen 3.2

57

Werkloosheidsgraden en nationaliteit

De nationaliteit109 van een persoon zegt ontstellend veel over zijn kans om werkloos te zijn. Dit wordt geïllustreerd in tabel 1.3 en 1.4, waar de werkloosheid per nationaliteit gegeven wordt. Er is een onderscheid tussen het Vlaams, het Brussels hoofdstedelijk en het Waals Gewest. De cijfers werden berekend op basis van de resultaten van de volkstelling van 1 maart 1991110, in 1995 vrijgegeven door het Nationaal Instituut van de Statistiek. De volkstelling is een schriftelijke bevraging van de volledige bevolking111. De gerapporteerde werkloosheidsgraden komen niet volledig overeen met de werkloosheidsgraden die men zou kunnen berekenen op basis van RVA gegevens112. Er wordt geen onderscheid gemaakt tussen formele tewerkstelling (die in orde is met de wetgeving, en waarop sociale zekerheidsbijdragen betaald worden) en informele tewerkstelling. Iemand die enkel een inkomen verdient in de informele sector kan zichzelf als werkend, maar ook als werkloos beschouwen. Tabel 1.3: Zelf gerapporteerde werkloosheid per nationaliteit op 1 maart 1991, mannen Vlaams Gewest Nationaliteit

Brussels Gewest

Beroeps-

Percentage

Beroeps-

Percentage

Beroeps-

Percentage

bevolking

werkzoekend

bevolking

werkzoekend

bevolking

werkzoekend

werklozen EU landen (12) België Denemarken

Waals Gewest

werklozen

werklozen

1378749

4,6

139071

9,6

642292

9,8

157

12,1

104

1,9

54

1,9

109

Uit recent onderzoek blijkt dat dit ook rechtstreeks geldt voor de nationale groep (zie Van den Broeck, 1999).

110

Die datum heeft het voordeel dat de wijziging in de nationaliteitswetgeving van 3 september '91 nog niet van toepassing was. De cijfers in de tabellen leunen daardoor dichter aan bij de nationale groep dan met actuele gegevens het geval zou zijn. 111

De werkloosheidsgraad werd berekend op basis van de vraag naar de personenkategorie waarin de respondent zich situeert. Het is het quotiënt van de werkzoekend werklozen over de beroepsbevolking (de werkzoekend werklozen + de werkenden). Dienstplichtigen maken geen deel uit van de beroepsbevolking. 112

Zo is het aantal Turkse mannen dat zichzelf in de volkstelling van 1 maart 91 als werkzoekend werkloos beschouwt 5382 in heel België, terwijl er in de bestanden van de RVA van 28 februari '91 slechts 4764 werkzoekend werkloze mannen met de Turkse nationaliteit terug te vinden zijn. Dit cijfer overtreft op zijn beurt het aantal uitkeringsgerechtigde volledig werkloze Turkse mannen, dat 4147 bedraagt.

Hoofdstuk 1: Discriminatie, achterstelling en achterstand van allochtonen Duitsland Frankrijk Griekenland Ierland

58

2919

7,8

770

7,7

3606

6,7

4510

9,1

5467

14,6

13926

14,9

1006

18,7

2188

20,8

1561

22,6

191

3,7

123

6,5

42

7,1

Italië

8331

13,1

8080

16,7

50305

15,6

Luxemburg

239

5,4

336

10,4

839

8,8

Nederland

18143

5,1

955

6,6

1877

8,4

Portugal

777

10,3

2341

12,1

1205

9,3

Spanje

3042

10,5

5615

15,0

4692

14,7

Verenigd Koninkrijk

3212

6,2

1409

5,6

1142

5,5

Algerije

466

24,2

465

31,0

1318

37,0

Japan

224

0,9

562

0,7

26

0

(Ex)Joegoslavië

512

15,0

616

29,4

391

25,3

Marokko

8000

30,8

13850

33,8

3768

36,5

Polen

268

16,0

159

25,2

433

22,6

Tunesië

608

24,5

799

22,9

453

23,8

Turkije

7700

33,1

4194

29,9

3955

40,0

VS

886

5,4

570

4,6

650

5,7

Zaïre (nu Kongo)

216

44,0

549

38,4

374

38,2

Zwitserland

251

4,8

248

4,8

167

6,6

Rest niet EG (12)

5929

25,4

5380

29,0

3383

33,5

Niet EU landen

Bron: % berekend op basis van NIS, de algemene volks en woningtelling van 1 maart 91, tabellen 0202 en 0051

Tabel 1.4: Zelf gerapporteerde werkloosheid per nationaliteit op 1 maart 1991, vrouwen Vlaams Gewest Nationaliteit

Brussels Gewest

Beroeps-

Percentage

Beroeps-

Percentage

Beroeps-

Percentage

bevolking

werkzoekend

bevolking

werkzoekend

bevolking

werkzoekend

werklozen EU landen België Duitsland Denemarken Frankrijk Griekenland Ierland

Waals Gewest

werklozen

werklozen

1008115

14,1

132266

14,1

511375

21,0

1102

25,7

694

11,5

2081

18,4

69

13,0

126

11,9

47

19,1

2204

22,8

4378

23,1

9295

31,8

499

43,9

1558

30,9

848

44,7

103

17,5

227

5,7

28

7,1

Hoofdstuk 1: Discriminatie, achterstelling en achterstand van allochtonen Italië Luxemburg Nederland Portugal

59

3907

44,3

5033

28,4

26123

43,6

75

24,0

231

16,5

300

27,0

7289

16,2

778

12,7

787

21,9

374

27,0

1403

24,8

591

32,0

Spanje

1627

25,6

4255

24,3

2698

38,3

Verenigd Koninkrijk

1093

15,6

1026

11,2

611

12,9

Algerije

107

48,6

264

42,0

546

64,5

Japan

32

12,5

88

26,1

11

36,4

(Ex-)Joegoslavië

174

30,4

443

41,5

180

36,7

Marokko

1925

46,1

6176

45,8

1291

58,1

Polen

187

52,9

162

39,5

191

49,2

Tunesië

151

32,5

191

45,5

55

45,5

Turkije

3220

65,0

2880

42,3

1440

72,1

VS

325

18,8

290

11,7

577

14,6

Zaïre (nu Kongo)

117

57,3

521

52,4

205

65,4

Zwitserland

73

27,4

119

16,0

79

35,4

Rest niet EG

2009

43,4

2898

36,1

1526

50,1

Niet EU landen

Bron: Berekend op basis van NIS, de algemene volks en woningtelling van 1 maart 91, tabellen 0202C, 0051A en B

De werkloosheidscijfers in de tabel verschillen sterk, zowel in functie van de nationaliteit als van het geslacht en het gewest. Bij de Belgische mannen was de werkloosheidsgraad in het Waals gewest (9,8%) en het Brussels gewest (9,6%) merkelijk hoger dan in het Vlaams Gewest (4,6%). Bij de Belgische vrouwen is de werkloosheidsgraad even hoog in het Brussels Hoofdstedelijk Gewest als in Vlaanderen (14.1%). De werkloosheidsgraad onder Belgische vrouwen is het hoogste in Wallonië (21%). Ook geografische verschillen zijn dus belangrijk113. Toch tekent zich binnen de drie gewesten een zelfde patroon af wat betreft de invloed van de nationaliteit. De werkloosheidsgraden voor vreemdelingen met de nationaliteit van een rijk land zijn merkelijk lager dan die van de anderen. De werkloosheidsgraad van Turkse en Marokkaanse mannen in het Vlaamse Gewest, is met 33,1% en 30.8% een veelvoud van de werkloosheid

113

In bijlage I.2 worden de resultaten van een vergelijking per provincie van de werkloosheidsgraden voor vier nationaliteiten (Belgen, Italianen, Marokkanen en Turken) getoond. Er blijven significante verschillen in werkloosheidsgraad tussen de 4 nationaliteiten in nagenoeg alle provincies, ondanks grote verschillen in de werkloosheid per provincie. De verschillende spreiding van de beschouwde bevolkingsgroepen over de provincies is niet de oorzaak van het globaal verschil in werkloosheidsgraden.

Hoofdstuk 1: Discriminatie, achterstelling en achterstand van allochtonen

60

onder de mannen met de Belgische nationaliteit (4.6%). Vreemdelingen uit armere EG-landen (Griekenland, Italië, Portugal en Spanje) hebben meestal een grotere kans op werkloosheid dan die uit de andere EG-landen. De groep met de hoogste kans op werkzoekende werkloosheid zijn de Turkse vrouwen in het Waalse Gewest (72.1%). De hogere werkloosheidsgraad van Turken, Marokkanen en Italianen dan bij Belgen gaat samen met een significant langere werkloosheidsduur en een kortere tewerkstellingsduur na werkloosheid, zoals wordt aangetoond in hoofdstuk 5. Dit geeft aanleiding tot twee vragen: 1. Hoe kan er bij sommige nationaliteiten zo’ n hoge werkloosheidsgraad en -duur zijn in België? 2. Hoe kunnen de werkloosheidsgraden en de werkloosheidsduur tussen verschillende nationaliteiten in dezelfde locatie zo sterk verschillen? Dat er zo’n hoge werkloosheid kan bestaan onder buitenlanders is merkwaardig als men er van uitgaat dat zij internationaal mobieler zouden moeten zijn dan de Belgen. Deze vreemdelingen reageren blijkbaar niet op een hoge werkloosheid in België door massaal uit te wijken. De verklaring die wij daarvoor aanreiken is gebaseerd op de theorieën over de immigratie van het platteland naar de stad binnen ontwikkelingslanden. Deze literatuur vertrekt van de observatie dat immigratie richting steden gepaard gaat met het bestaan van een massale werkloosheid in de steden van mensen met dezelfde (geringe) vaardigheden. Harris en Todaro (1970) en ook Stiglitz (1974) verklaarden deze stedelijke werkloosheid door het bestaan van een loonverschil tussen de stad en het platteland. Bij Harris en Todaro zijn de lonen om een exogene reden hoger in de steden (bijvoorbeeld als gevolg van minimumlonen, vakbondsmacht, e.d.). Stiglitz (1974) bracht de hogere lonen in de stedelijke (o.m. industriële) sector in verband met efficiëntielonen. Om de kosten van een hoge jobrotatie114 te vermijden zijn werkgevers in de stedelijke sector er verplicht een hoger loon te betalen dan aan dezelfde personen aangeboden wordt in de rurale sector. Om in de

114

In het “labor turnover model” bieden de werkgevers met de hoogste kosten van aanwerving en opleiding een hoger loon om de jobrotatie te beperken.

Hoofdstuk 1: Discriminatie, achterstelling en achterstand van allochtonen

61

stad een goedbetaald werk te vinden, moet men er fysiek aanwezig zijn. Bij afwezigheid van werkloosheid in de stad zou iedereen, gegeven de hogere lonen, in de stad willen gaan werken. De werkloosheid in de stad is daarom nodig als evenwichtsbrengende factor. De migratiestroom komt tot stilstand zodra het verwachte inkomen voor immigranten in de stad, dat een functie is van de kans op werkloosheid, of de verwachte duur van de werkloosheid voor het vinden van werk, overeenstemt met de lonen in de rurale sector. Dezelfde redenering kan nu toegepast worden bij economische immigratie vanuit arme landen naar West Europa. Hoe groter het verschil tussen de lonen in België en die in het thuisland, hoe groter de werkloosheid in België moet zijn om de migratiestroom te stoppen. In die omstandigheid is het onmogelijk de werkloosheidsgraad van een gegeven nationaliteit veel te beïnvloeden. Een toename van de tewerkstellingskansen in België voor leden van een bepaalde nationaliteit zou onmiddellijk leiden tot de instroom van nieuwe immigranten. Bemerk dat, conform deze redenering, de werkloosheidsgraad erg laag is bij mannen uit landen waar, zeker voor geschoolde arbeid, hogere nettolonen uitbetaald worden dan in België (Nederland, Luxemburg, Japan, de VS, Zwitserland…). Belangrijk in deze verklaring is het bestaan van neerwaartse rigiditeit met betrekking tot de lonen betaald aan de grote groep laaggeschoolde vreemdelingen in België. Als een dergelijke rigiditeit van de lonen bestaat, dan onderstreept dat het belang van baandiscriminatie ten opzichte van loondiscriminatie. Stiglitz (1987) zelf schreef dat bij het bestaan van efficiëntielonen statistische discriminatie niet altijd de vorm aanneemt van het betalen van een lager loon aan werknemers van sommige groepen, maar ook die van een weigering om hen aan te werven115. Hij ging nog verder door te stellen dat: “The theory not only predicts that some groups may be rationed out of the market, but also suggests that the brunt of changes in the demand for labor (aggregate demand) will be felt by some groups in increased job rationing” (Stiglitz, 1987, p 11)

Het bestaan van neerwaartse loonrigiditeit geeft ook een verklaring voor het bestaan van zo’ n grote verschillen in de werkloosheidsgraad tussen nationaliteiten in dezelfde locatie. De

115

Als voorbeeld van groepen die in aanmerking komen voor statistische discriminatie gaf Stiglitz (1987), in de context van het “shirking” model, groepen die relatief weinig verlies lijden bij ontslag: deeltijdse werknemers, werknemers dicht bij hun pensioen, of lage inkomensverdieners met een echtgenoot met een hoog inkomen.

Hoofdstuk 1: Discriminatie, achterstelling en achterstand van allochtonen

62

combinatie van neerwaartse loonrigiditeit, discriminatie, en grote verschillen in

voor

werkgevers bruikbaar menselijk kapitaal tussen groepen zorgt voor een sterke concentratie van de werkloosheid in bepaalde groepen. Een kritiek die men op toepassing van de resultaten van de literatuur over de stedelijke migratie in ontwikkelingslanden kan uiten is dat er in werkelijkheid geen sprake is van vrije internationale mobiliteit van personen. Die kritiek wordt ontkracht door de observatie dat ook bij vreemdelingen uit EG landen, waar de hypothese van vrije migratie het meest plausibel is, de percentages hoger zijn naarmate het land van herkomst armer is. Ondanks de afwezigheid van vrije immigratie zouden ook de Turkse en Marokkaanse werkloosheidscijfers kunnen passen binnen dit kader. De werkloosheid (vooral die onder de allochtonen) is in België sinds de jaren `70 drastisch toegenomen. De zeer hoge werkloosheidscijfers kunnen best een evenwicht zijn in die zin dat een verdere stijging van de werkloosheid zou leiden tot een remigratie of een emigratie naar andere West-Europese landen116. Ook illegale immigratiestromen passen binnen een dergelijk evenwicht.

3.3

Het bestaan van segregatie volgens statuut

In tabel 1.5 worden cijfers gegeven over de mannen tewerkgesteld in loondienst in het arrondissement Antwerpen. De gegevens slaan op het tweede kwartaal van 1991. Er wordt een onderscheid gemaakt tussen de tewerkstelling in dienstensectoren en industriële sectoren. De primaire sectoren en de bouw zitten inbegrepen in die tweede groep117. Tabel 1.5: Aantal arbeiders en bedienden per nationaliteit en geslacht in het arrondissement Antwerpen, tweede kwartaal 1991

116

Uit empirisch onderzoek met betrekking tot Duitsland (Wolfang, 1993) blijkt dat immigratie naar Duitsland in de periode 1961-1988 uit Turkije, Ex-Joegoslavië, Griekenland en Italië negatief beïnvloed werd door een toename van de werkloosheid in Duitsland, en positief door een toename van de werkloosheid in het eigen land. Loonsverschillen hadden, behalve bij Italianen, geen significant effect op de immigratie.

117

Die omvat ook de “diensten aan bedrijven”, met als deelsectoren o.m. industriële reiniging en interimbureau’s, wat een verklaring geeft voor het nog vrij grote aandeel arbeiders in die sectoren.

Hoofdstuk 1: Discriminatie, achterstelling en achterstand van allochtonen België

Buurland

Italië

63

Marokko

rest Zuid Europa

Turkije

Anderen

Mannen Industriële sectoren

38156

955

101

773

195

261

305

Arbeiders

63.7%

62.2%

91.1%

98.3%

94.9%

99.2%

75.4%

Bedienden

36.3%

37.8%

8.9%

1.7%

5.1%

0.8%

24.6%

Mannen Dienstensectoren

42817

1418

134

407

205

142

565

Arbeiders

49.7%

43.5%

71.6%

93.4%

72.7%

85.9%

50.6%

Bedienden

50.3%

56.5%

28.4%

6.6%

27.3%

14.1%

49.4%

Vrouwen Industriële sectoren

9040

124

2

16

26

16

28

Arbeiders

34.5%

26.6%

50%

93.8%

69.2%

100%

57.1%

Bedienden

65.5%

73.4%

50%

6.2%

30.8%

0%

42.8%

Vrouwen Dienstensectoren

39879

650

44

137

154

118

212

Arbeiders

27.9%

35.2%

43.2%

74.5%

53.9%

92.4%

65.1%

Bedienden

72.1%

64.8%

56.8%

25.5%

46.1%

7.6%

34.9%

Bron: Rosvelds, Martens, Abdeljelil, Arryn (1993), tabellen 77 en 90; deze auteurs ontleenden hun data aan de kruispuntbank sociale zekerheid

De tabel toont dat het aandeel arbeiders in de diensten en de industrie, zowel bij mannen als vrouwen, groter is bij de Italianen, Marokkanen, (overige) Zuid Europeanen en Turken dan bij de Belgen. Bij de mannen is een groter aantal tewerkgesteld als arbeider dan als bediende bij alle beschouwde nationaliteiten118. Bij de vrouwen is dat andersom, behalve voor de Turkse en Marokkaanse vrouwen en de vrouwen met de nationaliteit van een Zuid Europees land.. Het is zinvol een onderscheid te maken tussen arbeiders en bedienden. De twee groepen verrichten niet alleen een ander type werk, er zijn ook verschillen in beloning en arbeidswetgeving tussen de twee groepen119. Het gering aantal Marokkanen, Turken, Zuid-Europeanen en Italianen

118

De cijfers in tabel 1.5 slaan enkel op het arrondissement Antwerpen, maar de conclusies 1 en 3 gelden ook voor het gehele Vlaamse Gewest in het jaar 1995, zoals kan gezien worden in tabel 3.3 en 3.4.

119

Een voorbeeld is de ontslagregeling. Voor arbeiders geldt een kortere opzegtermijn dan voor bedienden.

Hoofdstuk 1: Discriminatie, achterstelling en achterstand van allochtonen

64

dat een bediendenjob uitoefent geeft aan dat er sprake kan zijn van baandiscriminatie bij bediendenjobs. Een minstens even plausibele verklaring is dat de opleiding van deze groepen weinig gericht is naar een baan als bediende. Dit kan opgaan voor immigranten en hun kinderen, die in België in meerderheid terechtkomen in het beroepsonderwijs (zie verder in hoofdstuk 5).

3.4

Loonsverschillen tussen nationale groepen

Zoals gesteld in afdeling 1 impliceert loondiscriminatie dat binnen dezelfde onderneming, voor het verrichten van gelijk werk, een verschillend loon uitbetaald wordt120 aan werknemers uit een verschillende nationale groep of van een verschillend geslacht. Als loondiscriminatie belangrijk is dan zou zulks moeten leiden tot verschillende lonen uitbetaald aan werknemers tewerkgesteld in hetzelfde statuut in dezelfde onderneming, en met dezelfde observeerbare kenmerken (zoals leeftijd, diploma,...). Over dergelijke gegevens beschikken wij niet. Dankzij RSZ121 cijfers gepubliceerd in een studie van Rosvelds, Martens, Abdeljelil, Arryn (1993) kunnen wij echter wel controleren voor het statuut waarin (arbeider of bediende) en de sector (Nace-clio op 2 cijfers) waarin personen tewerkgesteld zijn. Tabel 1.6 toont de gemiddelde maandelijkse brutolonen en wedden voor mannelijke arbeiders en bedienden in de industrie en de diensten. Voor vrouwen kunnen geen cijfers gegeven worden122. Op basis van de tabel kunnen de volgende vaststellingen gedaan worden voor de brutolonen van mannen in het arrondissement Antwerpen: 1. Arbeiders hebben een gevoelig lager maandinkomen dan bedienden, zowel in de industrie als

120

Van belang is het soort taken dat moet uitgevoerd worden, en niet de titel die aan de werknemer gegeven wordt. Om de wetgeving die (ook in België) loondiscriminatie verbiedt te omzeilen zou men immers formeel verschillende titels kunnen geven aan werknemers waaraan men een verschillend loon wil uitbetalen.

121 122

Rijksdienst voor Sociale Zekerheid, ter beschikking gesteld door de kruispuntbank sociale zekerheid

Die waren niet gepubliceerd door Rosvelds, Martens, Abdeljelil, Arryn (1993). Een mogelijke reden is dat vrouwen in grotere mate deeltijds werken. De cijfers van tabel 2 zijn gebaseerd op de maandelijkse aangiften bij de Rijksdienst voor Sociale zekerheid (RSZ). De inkomens van deeltijds werkenden werden gewoon samengeteld met die van voltijds werkenden om het gemiddelde te berekenen. Dit stelt minder een probleem bij mannen, die voor elke nationaliteit in zeer hoge mate voltijds tewerkgesteld zijn.

Hoofdstuk 1: Discriminatie, achterstelling en achterstand van allochtonen

65

in de diensten. 2. De bruto-maandinkomens zijn voor arbeiders en bedienden hoger in de industriële dan in de dienstensector. 3. De bruto-inkomens verschillen op systematische wijze tussen nationaliteiten. Bij de arbeiders hebben de Belgen de hoogste inkomens en de Turken en vreemdelingen uit de restgroep de laagste. Bij de bedienden hebben de buitenlanders uit buurlanden het hoogste inkomen en de Turken het laagste. Het feit dat arbeiders gevoelig minder verdienen dan bedienden verklaart een flink deel van de globale loonsverschillen tussen nationale groepen, weergegeven in de onderste rij van tabel 1.6. Uit de voorgaande sectie bleek dat Italianen, andere Zuid Europeanen, Turken en Marokkanen veel vaker tewerkgesteld zijn als arbeider dan als bediende. Hun lager inkomen is voor een groot deel toewijsbaar aan hun gebrekkige toegang tot een baan als bediende. Toch blijven er ook binnen hetzelfde statuut verschillen in gemiddelde beloning.

Tabel 1.6: Maandelijkse brutolonen en -wedden van mannelijke arbeiders en bedienden in het arrondissement Antwerpen, tweede kwartaal 1991 Belgen

Buurland

Italianen

Marokkanen

Zuid Eur.

Turken

Anderen

50218

49291

Enkel industrie+primair +bouw (26 bedrijfstakken) Arbeiders

64943

62904

61710

61261

60953

Bedienden

121626

132352

112859

96018

47981

102871

Enkel dienstensector (26 bedrijfstakken) Arbeiders

49068

46468

34674

28469

39310

21891

32423

Bedienden

83008

99487

83051

36638

65136

34089

80843

Alle sectoren (52 bedrijfstakken) Arbeiders

57532

54529

47259

50408

51422

40574

40232

Bedienden

98122

109693

87758

63577

34089

85313

Alle werknemers

75255

81559

55359

54232 50538

53428

40234

58571

Bron: Eigen berekeningen op basis van cijfers Rosvelds, Martens, Abdeljelil, Arryn (1993), tabellen 77 en 81, 90

Hoofdstuk 1: Discriminatie, achterstelling en achterstand van allochtonen

66

en 93; deze auteurs ontleenden hun data aan de kruispuntbank sociale zekerheid

Die verschillen zouden echter ook het gevolg kunnen zijn van een andere spreiding over bedrijfstakken. Om het effect daarvan op de gemiddelde lonen zo veel mogelijk te isoleren werd voor elke nationaliteit j het volgende gemiddelde loon berekend:

∑w

iB

B •j

w =

N ij

i

Nj

wiB stelt het gemiddelde loon voor dat in bedrijfstak i uitbetaald wordt aan de Belgen. Nij is het aantal arbeiders (resp. bedienden) van nationaliteit j tewerkgesteld in bedrijfstak i. Nj is het totaal aantal arbeiders (of bedienden) van nationaliteit j. Het resultaat w•jB, is het gemiddelde loon dat vreemdelingen van nationaliteit j zouden hebben als zij in alle bedrijfstakken waarin zij tewerkgesteld zijn precies hetzelfde loon als de Belgen zouden krijgen. Het verschil van w•jB met het gemiddelde brutoloon van de Belgen, w•B, geeft het pure effect weer van de verdeling over bedrijfstakken. Tabel 1.7 geeft de resultaten van de formule:

aj =

w• B − w•Bj w• B − w• j

* 100

aj is het percentage van het totale loonsverschil van nationaliteit j met de Belgen dat verklaard wordt door verschillen in de spreiding over bedrijfstakken. Er werd een onderscheid gemaakt tussen 26 bedrijfstakken binnen de industrie (+de primaire sector en bouw) en 26 bedrijfstakken binnen de diensten op basis van de NACE-clio code. De resultaten van deze oefening, afzonderlijk uitgevoerd voor arbeiders en bedienden, worden gegeven in tabel 1.7. Tabel 1.7: Het percentage van het loonsverschil met de Belgen dat verklaard wordt door verschillen in de verdeling van werknemers over bedrijfstakken(NACE-Clio op 2 cijfers) Belgen

Buurland

Italianen

Marokkanen

Zuid Eur.

Turken

Anderen

75%

147%

38%

55%

Enkel industrie+primair +bouw (26 bedrijfstakken) Arbeiders

-

167%

159%

Hoofdstuk 1: Discriminatie, achterstelling en achterstand van allochtonen Bedienden

-

-54%

67

34%

46%

17%

100%

116%

Enkel dienstensector (26 bedrijfstakken) Arbeiders

-

102%

123%

81%

84%

54%

86%

Bedienden

-

-8%

-7267%

22%

5%

13%

235%

Alle sectoren (52 bedrijfstakken) Arbeiders

-

123%

119%

74%

108%

41%

74%

Bedienden

-

-50%

93%

31%

35%

26%

121%

Alle werknemers

-

-39%

108%

89%

85%

66%

91%

Bron: Eigen berekeningen op basis van cijfers Rosvelds, Martens, Abdeljelil, Arryn (1993), tabel 77, 81, 90 en 93;

De verdeling over bedrijfstakken verklaart respectievelijk 119%, 74% en 41% van de globale loonsverschillen (over alle sectoren) tussen enerzijds Italiaanse, Marokkaanse en Turkse arbeiders en anderzijds Belgische arbeiders. Bij de bedienden verklaart de verdeling over bedrijfstakken 93% van het globale loonsverschil met de Belgen bij Italianen, 31% bij Marokkanen en 26% bij de Turken. Uit de laatste rij in tabel 1.7 blijkt dat het statuut (arbeider of bediende) en de bedrijfstak samen respectievelijk 108%, 89%, 85%, 66% en 91% van het totale loonsverschil met de Belgen verklaren bij Italianen, Marokkanen, Zuid Europeanen, Turken en Andere nationaliteiten. Er blijft daardoor, behalve bij Turken, weinig ruimte over voor loondiscriminatie. De niet verklaarde loonsverschillen zijn groter binnen het statuut van bediende. Wij zijn geneigd dit toe te schrijven aan een grotere heterogeniteit binnen het statuut van bediende, waarbij de meestal laag geschoolde allochtonen binnen dezelfde bedrijfstak in heel andere banen terechtkomen dan de middelmatig en hooggeschoolde Belgen. Naast scholing speelt daarbij ook baandiscriminatie een rol. Voor meer evidentie daarover verwijzen wij naar hoofdstuk 3 en 5.

Hoofdstuk 1: Discriminatie, achterstelling en achterstand van allochtonen

68

4 Besluit hoofdstuk 1 Als gevolg van immigratiegolven sinds de tweede wereldoorlog is België een land waar verschillende nationale groepen samenleven. Een nationale groep is het geheel van de immigranten met een vreemde nationaliteit, hun kinderen en hun kleinkinderen. Kinderen en kleinkinderen van immigranten behoren tot de nationale groep van hun (naamgevende) voorouders ook als zij ondertussen de nationaliteit van het gastland verkregen hebben. Er bestaan grote verschillen in economische prestaties tussen nationaliteiten en (voor zover meetbaar) nationale groepen123 in België en in andere landen. Die uiten zich onder andere in verschillen in werkloosheidsgraden, in gemiddelde lonen en in statuut (arbeider /bediende). Deze verschillen kunnen theoretisch zowel vanuit de literatuur rond menselijke kapitaalvorming als vanuit die rond discriminatie benaderd worden. In beide benaderingen kan het concept nationale groep, dat eenvoudiger is dan het concept etnische groep en niet zoals de nationaliteit aan verandering van wetgeving onderhevig is, een brug vormen tussen economische theorievorming en empirie. Discriminatie en achterstelling van een nationale groep hebben vele oorzaken, gaande van racistische preferenties, sociale normen, wetten, vooroordelen op basis van achterhaalde stereotypes en vertekende selectie tot correct ingeschatte verschillen in verwachte prestaties. Als dat laatste de oorzaak is van discriminatie dan spreken wij van statistische discriminatie. De term discriminatie heeft hier de betekenis van differentiatie waar dat maatschappelijk onwenselijk geacht wordt. Loondiscriminatie impliceert dat binnen eenzelfde onderneming een verschillend loon uitbetaald wordt aan mensen die eenzelfde job verrichten. Baandiscriminatie impliceert dat bij de selectie van kandidaten voor aanwerving of promotie of bij ontslag rekening gehouden wordt met de nationale groep van de betrokkene. Het is het criterium en de situatie waarin het gebruikt wordt, en niet de vraag of de differentiatie al dan

123

De “ nationale groep” is zowel theoretisch als naar het beleid toe een relevanter concept is dan de nationaliteit De resultaten van Borjas (1992, 1995) de DWTC -studie “etnische discriminatie bij aanwerving” (1997) en de studie van Van den Broeck (1999) sterken ons echter in de overtuiging dat het concept nationale groep wel degelijk hanteerbaar is in een empirische analyse.

Hoofdstuk 1: Discriminatie, achterstelling en achterstand van allochtonen

69

niet efficiënt is, die uitmaakt of er gesproken wordt van discriminatie. Dit standpunt is in conflict met dat van auteurs die enkel spreken van (economische) discriminatie als er verschillen in beloning zijn daar waar er geen verschillen zijn in verwachte productiviteit. De menselijk kapitaalbenadering is een klassiek alternatief voor de verklaring van verschillen in arbeidsmarktprestaties. Belangrijk is de negatieve impact die het tijdelijke karakter van de gastarbeid kan gehad hebben op de investeringen door immigranten in land-specifiek menselijk kapitaal. Land-specifiek menselijk kapitaal omvat die aspecten van menselijk kapitaal die niet of zelden overdraagbaar zijn naar andere landen. Een voorbeeld is de kennis van het Nederlands of Frans. Het tijdelijke karakter van de immigratie en de band met het thuisland is het sterkst bij Turkse immigranten, wat een verklaring is voor de geringere kennis van het Nederlands of Frans onder Turkse dan onder Marokkaanse vrouwen (zie ook Lesthaeghe (1999)). Een groep immigranten die vertrekt met een lager startkapitaal hoeft theoretisch gezien niet meer investeringen te doen dan een andere groep (Dustmann 1991). Daarom, en omdat het geplande terugkeermoment en de efficiëntie van de productie van menselijk kapitaal verschillen tussen groepen, kunnen er ook na een langere verblijfsduur aanzienlijke verschillen in het bezit van menselijk kapitaal blijven bestaan. De menselijke kapitaalvorming bij kinderen van immigranten wordt beïnvloed door het menselijk kapitaal van hun ouders én door de gemiddelde kwaliteit van het menselijk kapitaal in de nationale groep van de ouders. Dit laatste effect van wat Borjas "etnisch kapitaal" noemde vertraagt de convergentie tussen nationale groepen in de vorming van menselijk kapitaal zowel in de tijd als over generaties. De theorieën over discriminatie en die over menselijke kapitaalvorming hebben andere uitgangspunten, maar raken meer en meer met elkaar verweven door de ontwikkeling van de theorie van statistische discriminatie. Aan een realiteit van groepsverschillen in het bezit van menselijk kapitaal wordt door een model van statistische discriminatie enkel de hypothese van imperfecte informatie over relevante individuele kenmerken (bekwaamheid, kans op faling, taalkennis,...) toegevoegd. Statistische discriminatie heeft de eigenschap om de gevolgen van verschillen in gemiddelde prestaties tussen eenvoudig te onderscheiden groepen te vergroten. Anderzijds kan een verschil in de investeringen in menselijk kapitaal ook vergroot en zelfs veroorzaakt worden door statistische en andere vormen van discriminatie.

Hoofdstuk 1: Discriminatie, achterstelling en achterstand van allochtonen

70

Statistische differentiatie kan de allocatie van gegeven vaardigheden verbeteren (de statische efficiëntie), maar heeft er soms geen of een negatieve invloed op (Schwab, 1986). Afhankelijk van onder meer het gebruikte criterium (scholing versus huidskleur) kan statistische differentiatie de efficiëntie van de investeringen in menselijk kapitaal (of de dynamische efficiëntie) zowel verhogen als verlagen (Lundberg & Startz 1983, Coate & Loury (1993)). Fundamenteler dan de gevolgen voor de efficiëntie is dat een brede toepassing van statistische

discriminatie

op

de

arbeidsmarkt, de woningmarkt, de krediet- en

verzekeringsmarkt en nog andere markten, zorgt voor een samenleving van ongelijke kansen. Wij zijn in dit werk geïnteresseerd in het effect van baandiscriminatie of de kans op het vinden van werk door mannen en vrouwen uit nationale groepen ontstaan door immigratie uit arme landen. Een eerste analyse van statuut en loongegevens per nationaliteit geeft aan dat baandiscriminatie wellicht belangrijker is dan loondiscriminatie. Het bestaan van massale werkloosheid onder vreemdelingen uit arme landen werd in dit hoofdstuk verklaard op basis van de theorie rond ruraal-stedelijke migratie in ontwikkelingslanden. Dat impliceert het bestaan van neerwaartse loonrigiditeit voor laaggeschoolden in België. In het volgende hoofdstuk wordt nagegaan hoe de jobmarkt functioneert als zo’n rigiditeit belangrijk is.

70

Hoofdstuk 2 De werking van de jobmarkt In dit hoofdstuk wordt nagegaan hoe de jobmarkt ervoor zorgt dat werklozen met hogere verwachte vaardigheden hogere lonen aangeboden krijgen, en wat daarvan de invloed is op hun uitstroomintensiteit uit de werkloosheid. Daartoe wordt zowel een zoekmodel van werklozen als een zoekmodel voor werkgevers met een vacature ontwikkeld. Daarna wordt op zoek gegaan naar het evenwicht op de jobmarkt in een situatie waarbij werklozen enkel met hun reservatieloon en werkgevers met een vacature enkel met hun reservatieniveau van verwachte vaardigheden reageren op een wijziging in de toestand op de jobmarkt. Het gehanteerde zoekmodel voor werklozen is een verbijzondering124 van dat van Devine en Kiefer (1991). Dat voor werkgevers met een vacature is nieuw125. Het originele ervan is vooral dat er niet van uitgegaan wordt dat de werkgevers teruggrijpen naar een aanpassing van de aangeboden lonen om hun zoekwaarde op de jobmarkt te verhogen126. Dit kan verantwoord worden door het feit dat in België werkgevers gebonden zijn aan sectorieel collectief overleg over de lonen en wettelijke minimumlonen127. In afdeling 1 en 6 geven wij intuïtie waarom dat, ook los van institutioneel bepaalde lonen, een realistische beschrijving van de werkelijkheid is. Zoals in de menselijke kapitaalbenadering toegepast door Chiswick, Borjas en Dustmann (zie hoofdstuk 1) gaan wij er van uit dat de mogelijkheden van werklozen positief beïnvloed door het niveau van hun opleiding en hun relevante ervaring. In tegenstelling tot die benadering128 wordt

124

Dat als gevolg van ons concept van maximaal haalbare lonen, dat identiek is aan dat van Mortensen (1970).

125

Technisch gezien is het perfect symmetrisch met het zoekmodel voor werklozen.

126

In tegenstelling tot Mortensen (1970) en de neoklassieke “clearing” van de arbeidsmarkt door lonen.

127

Ook Niesing, Van Praag en Veenman (1994) hanteren een evenwichtsmodel voor de jobmarkt waarbij de lonen exogeen zijn. Dat wordt door hen volledig toegeschreven aan het bestaan van institutionele lonen.

128

In de menselijke kapitaalbenadering wordt verondersteld dat het menselijk kapitaal homogeen is, zodat het

___________________________________________________________________________ Nummer 134

2000

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

71

echter erkend dat de jobmarkt feitelijk opgesplitst is in segmenten volgens beroepen. De toestand op het segment van de jobmarkt waarop iemand ervaring heeft opgebouwd of waarmee de gevolgde richting in het onderwijs overeenstemt, heeft zo een invloed op de kans op het vinden van werk. Een ander verschil met de neoklassieke menselijke kapitaalbenadering is dat dit model geen loonsverdeling genereert die een perfecte weerspiegeling is van de verdeling van de verwachte productiviteit. Dat komt omdat individuele loonbepaling uitgesloten werd: de lonen zijn vooraf bepaald en ondernemingsspecifiek. Het erkennen van de heterogeniteit van arbeid is een gemeenschappelijk punt met de literatuur rond “matching” van werkgevers en werknemers. Er is echter een verschillend uitgangspunt. In de matching literatuur leiden verschillen in persoonlijke kenmerken ertoe dat, zelfs bij gelijke opleiding, niet iedereen even geschikt is voor elke job. Deze niet observeerbare verschillen leiden er toe dat er heel wat “mismatch” is in een eerste periode (bij symmetrische informatie voor werkgever en werknemer), wat leidt tot jobrotatie nadien. Hier is het uitgangspunt dat iedere werkloze zijn of haar comparatief voordeel op de jobmarkt kent en op het juiste segment van de jobmarkt actief is129. Zodra er een ontmoeting gerealiseerd is hebben werkgever en werkloze symmetrische informatie over de verwachte vaardigheden van die laatste. In afdeling 1 wordt ingegaan op het specifieke karakter van de jobmarkt. In afdeling 2 op het zoekgedrag van werklozen. In afdeling 3 op dat van een werkgever met een vacature. In afdeling 4 wordt het evenwichtsmodel van de jobmarkt voorgesteld. De afdelingen 2 en 3 vormen twee bouwstenen van het volledige model van de jobmarkt. In afdeling 5 wordt nagegaan hoe de jobmarkt reageert op de invoering van een minimumloon en op wijzigingen in de conjunctuur. Afdeling 6 gaat na wat er gebeurt als men de veronderstelling van een exogene verdeling van lonen en vacatures versoepelt.

effect ervan op de aangeboden lonen kan voorgesteld worden alsof er één zijmarkt voor menselijk kapitaal bestaat (Hartog, Van Ophem, 1990). 129

Dat is ook het geval in een assymetrisch jobmatch model waarbij werkzoekenden wel, maar werkgevers niet op de hoogte zijn van de comparatieve voordelen van een werkzoekende. Voor een voorbeeld zie Asa Rosén (1997). In tegenstelling tot die auteur concentreren wij ons op de effecten van verschillen in verwachte vaardigheden die wel zichtbaar zijn voor de werkgever.

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

72

1 Het specifieke karakter van de jobmarkt

1.1

De jobmarkt versus de markt voor bestaande contracten

De arbeidsmarkt kan opgedeeld worden in twee deelmarkten. De deelmarkt van de bestaande arbeidscontracten

is

die

waar

werkgevers

en

werknemers

en

(vaak

via

werkgeversorganisaties en vakbonden) op basis van hun wederzijdse ervaring onderhandelen over opdrachten, lonen en arbeidsvoorwaarden. Het arbeidscontract zorgt voor een vermindering van de onzekerheid aan beide zijden. Werkgevers en werknemers sluiten contracten af om te vermijden dat zij dagelijks op zoek zouden moeten gaan naar nieuwe partners of altijd opnieuw zouden moeten onderhandelen over lonen en arbeidsvoorwaarden. Het afgesproken loon en de vastgelegde termijn, met regels voor de beëindiging ervan, maken het voor de werkgever mogelijk om de verwachte opbrengst van investeringen te berekenen en de werknemer een leer- en opleidingsperiode te laten doorlopen en voor de werknemer om beslissingen te nemen met betrekking tot de aankoop van duurzame consumptiegoederen. De tweede deelmarkt is die van de werkzoekenden en de werkgevers met een vacature. Die deelmarkt kan men aanduiden als de jobmarkt130. De jobmarkt is bij uitstek een markt met imperfecte informatie. Zowel werkgevers als werkzoekenden hebben er zoekkosten. Het zoeken naar een gepaste baan kost geld (o.m. verplaatsingsonkosten), tijd en inspanning. Hetzelfde probleem geldt voor ondernemingen op zoek naar werknemers met de gewenste kwaliteiten. De imperfectie van de informatie op de jobmarkt heeft minstens twee belangrijke aspecten. 130

De werkzoekenden stemmen overeen met de "outsiders" in de "insider-outsider" benadering. De gemaakte opdeling komt niet overeen met het verschil tussen een interne en een externe arbeidsmarkt. Die begrippen hebben te maken met de recruteringswijze van nieuwe personeelsleden (al dan niet via banden met het bestaande personeel of directie). Men kan wel spreken van een interne en een externe jobmarkt.

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

73

Er is ten eerste de onzekerheid die verbonden is met het zoekproces zelf. Werkzoekenden kennen de volgorde waarin en het tijdstip waarop zij banen met verschillende lonen en voorwaarden aangeboden krijgen niet. Werkgevers weten niet of de kandidaten die zich aanbieden snel zullen gevolgd worden door betere of niet. Die onzekerheid is voldoende om er een job- en vacaturezoekmodel op te baseren, wat gebeurt in afdeling 2 en 3. De jobmarkt wordt ook gekenmerkt door een andere onzekerheid. Als een werkgever iemand aanwerft weet hij nog altijd niet wat zijn prestaties zullen zijn. De kans bestaat dat de werknemer zo slecht functioneert dat hij moet vervangen worden of net voldoende functioneert om hem in dienst te houden maar de werkgever de opleidingskosten niet recupereert. Die onzekerheid is groter op de jobmarkt131 dan op die voor bestaande contracten. De werkgever kan zich daar immers baseren op de vroegere prestaties van de werknemer. Hieruit volgt dat op de jobmarkt de

verwachte productiviteit typisch een grotere rol speelt dan de werkelijke productiviteit. Via hun impact op de verwachte productiviteit hebben statistische differentiatie en discriminatie een invloed op de uitkomsten van de jobmarkt. De invloed van statistische discriminatie op de verwachte productiviteit komt pas aan bod in hoofdstuk 3. Hoofdstuk 2 kan echter gelezen worden vanuit de intuïtie dat groepen waartegen statistische discriminatie of differentiatie wordt uitgeoefend een lagere verwachte productiviteit hebben.

1.2

Zoekmodellen en het exogene karakter van de lonen op de jobmarkt

De werking van de jobmarkt en het bestaan van zoektijd of zoekkosten staat centraal in zoekmodellen. In een typisch zoekmodel wordt aangenomen dat de lonen en arbeidsvoorwaarden van de openstaande vacatures vastliggen. Het zoekmodel leidt de gemiddelde zoektijd af voor de werklozen of de werkgevers die bij de gegeven lonen en arbeidsvoorwaarden wensen deel te nemen aan de jobmarkt. Zoekmodellen beschrijven daardoor slechts een deel van de werking van de jobmarkt. Ze zeggen niet hoe de op de jobmarkt aangeboden lonen en arbeidsvoorwaarden tot stand komen. Over hoe die tot stand komen kan men twee tegenstrijdige stellingen formuleren:

131

Er is meer informatie op de interne jobmarkt (bijvoorbeeld bij de aanwerving van familieleden en vrienden). Dat wijst dan weer op het belang van netwerken, waarvoor wij verwijzen naar hoofdstuk 1 en 5.

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

74

A) De aangeboden lonen en arbeidsvoorwaarden op de jobmarkt kunnen maar weinig afwijken van die vastgelegd op de markt voor bestaande contracten, die zelf met vertraging reageren op wijzigingen in de toestand op de jobmarkt. B) De aangeboden lonen en arbeidsvoorwaarden op de jobmarkt zijn onafhankelijk van die in bestaande contracten en kunnen reageren op veranderingen in vraag en aanbod op de jobmarkt, zodra die zichtbaar worden. Het is een empirische vraag welke van de twee geformuleerde stellingen het meest aan de realiteit beantwoordt. Wat opgaat voor het ene land of moment is daarom niet overal en altijd geldig. Net opgerichte ondernemingen hebben een grotere soepelheid om hun lonen te richten op de situatie op de jobmarkt. Ook dergelijke ondernemingen hebben er echter belang bij rekening te houden met de lonen betaald in bestaande contracten in andere ondernemingen. Door een loon lager dan de bestaande lonen uit te betalen kan men profiteren van een tijdelijk overaanbod, maar dat gaat ten koste van hogere jobrotatie nadien. Een ander gevaar, dat verband houdt met het “shirking” model, is dat werknemers niet meer gemotiveerd zijn zodra zij indifferent worden ten opzichte van ontslag. Bij een verbeterde situatie op de jobmarkt wordt de situatie van werkzoekende werkloosheid immers minder onaantrekkelijk. Het differentiëren van de lonen volgens het moment van aanwerving kan bovendien aanleiding geven tot naijver en gebrek aan samenwerking tussen personeelsleden (zie Thurow, 1976). In afdeling 4 worden voorbeelden gegeven van loonbepaling wanneer dergelijke efficiëntieargumenten spelen. In België gebeurt het loonoverleg niet per onderneming, maar per sector en tweejaarlijks. De collectieve arbeidsovereenkomsten krijgen via een koninklijk besluit kracht van wet. Deze onderhandelingen slaan onder meer op de sectoriële minimumlonen en (dus) op de aanvangsbezoldiging voor nieuw personeel. Door het automatisch indexeringsmechanisme zijn het niet de nominale maar de reële lonen die tweejaarlijks vastgelegd worden. De bewegingsruimte voor werkgevers en vakbonden wordt verder beperkt door de loonnorm, die stelt dat de gemiddelde lonen jaarlijks niet mogen stijgen boven een gegeven %. Bewegingen

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

75

naar beneden toe worden begrensd door minimumlonen132. Men kan de stelling dat de lonen toch aangepast worden aan de situatie op de jobmarkt verdedigen door te stellen dat ook de lonen in bestaande banen telkens als de situatie op de jobmarkten duidelijk verandert heronderhandeld worden133. De “dreigpunten” bij dat overleg zouden dan de situatie van de werkloze en de werkgever met een niet opgevulde vacature op de jobmarkt kunnen zijn. Dergelijke “uiterste opties” worden echter niet door iedereen die werkt

met

onderhandelingsmodellen

geschikt

bevonden

als

dreigpunten134.

Het

veronderstelde exogene karakter van de reële lonen met betrekking tot maandelijkse of jaarlijkse schommelingen op de jobmarkten is in de eerste plaats gebaseerd op de administratieve kosten die een loonwijziging met zich meebrengt en de hierboven geschetste institutionele loonbepaling in België. Een bijkomend argument voor het verwerpen van loonwijzigingen als het belangrijkste

instrument om te reageren op wijzigingen op de

jobmarktsituatie is dat de werkgever beschikt over een goedkoop alternatief. Stel dat een onderneming, in tegenstelling tot wat zij verwachtte, onmiddellijk na het verschijnen van een vacature verschillende goede kandidaten ontmoet. Zij zou dan het loon, dat eventueel reeds in de advertentie vermeld werd, alsnog kunnen verlagen. Zij kan er echter ook voor opteren haar reservatieniveau van verwachte vaardigheden te verhogen. Zo profiteert zij even goed van de situatie op de jobmarkt. Dit heeft het bijkomend voordeel dat zij haar goede naam (een hoog loon, gunstige arbeidsvoorwaarden) niet in gevaar brengt en daardoor in de toekomst kandidaten met grote vaardigheden zal kunnen blijven aantrekken. Als er minder geschikte kandidaten komen opdagen dan verwacht, kan zij het reservatieniveau verlagen. Dat kan tot het niveau bereikt wordt waarop een tewerkstelling niet langer rendabel is. Pas als verwacht wordt dat er zich geen enkele kandidaat meer zal aandienen met de minimaal vereiste vaardigheden moet de onderneming een keuze maken tussen een (al dan niet algemene) loonsverhoging of een tijdelijke

132

Dat laatste is minder onbelangrijk dan het lijkt. Volgens De Morgen (4,2,1999) bleek uit recente berekeningen van de sociale partners dat 300.000 tot 400.000 Belgen niet meer dan het nationale minimumloon van 43000 Bef bruto per maand verdienen. Dat is 10% van de in totaal 3.2 miljoen werknemers.

133

Bij het (her)onderhandelen over de lonen en arbeidsvoorwaarden in de bestaande contracten wordt de machtspositie van werkgevers en werknemers beïnvloed door de situatie op de jobmarkt. Bemerk echter dat de inschatting van de situatie op de jobmarkt met een zekere vertraging gebeurt en de onderhandelaars niet noodzakelijk bereid zijn de timing aan te passen, waardoor de jobmarkt de eerste schokken dient op te vangen.

134

Zie bijvoorbeeld Asa Rosen (1997) die gebruik maakt van een bargaining model voor de loonbepaling.

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

76

terugtrekking uit de jobmarkt. Het hier ontwikkelde zoekmodel beschouwt de lonen als exogeen en maakt van de door de werkgevers gestelde eisen inzake de verwachte vaardigheid en de door werklozen gehanteerde reservatielonen de enige beslissingsvariabelen. De cruciale veronderstelling is dat de door de werkgever gestelde eisen en de door werklozen gehanteerde reservatielonen sneller reageren op een zichtbare wijziging in de situatie op de jobmarkt dan de aangeboden lonen.

2 Een zoekmodel voor werklozen. In een zoekmodel ontmoeten werkgevers en werkzoekenden elkaar bij toeval met een kans die afhangt van de keuzes van beide partijen. Er zijn veel werkgevers en veel werkzoekenden, zodat er erg veel ontmoetingen mogelijk zijn. Op een beperkte tijdseenheid kunnen echter slechts een beperkt aantal ontmoetingen plaatsvinden. De werkzoekende kan iemand zijn die reeds tewerkgesteld is of een werkloze. Essentieel is dat het niet voordelig is elke aangeboden baan met een hoger loon dan het huidige loon of de huidige uitkering te aanvaarden. Dit is het gevolg van de veronderstelling dat als men de (nieuwe) job aanvaardt, daarmee de kans dat men later een meer voordelige job aangeboden krijgt vermindert of gelijk wordt aan nul. Het hier gehanteerde zoekmodel is een concrete invulling van dat van Devine en Kiefer (1991, p13-19)135. Het is een sequentieel136 zoekmodel voor werklozen geformuleerd in continue tijd leidend tot een constant reservatieloon. Een zoekmodel is sequentieel als het niet toelaat dat een werkzoekende tegelijk over meerdere baanaanbiedingen kan beslissen. Baanaanbiedingen volgen elkaar op in de tijd137. Bij een zoekmodel in continue tijd krijgen werkzoekenden aanbiedingen

135

Dat model is een vereenvoudiging van het zoekmodel waarmee Van den Berg (1990, p 843-846) werkte.

136

Sequentiële zoekmodellen gaan terug tot George J. Stiglers (1962) paper over de "theory of job search". Een formalisering van deze ideeën, met raakpunten met het model in deel 2.2 staat in Mortensen (1970).

137

In een niet-sequentieel zoekmodel kan de werkzoekende verschillende vacatures poolen, zodat hij niet altijd onmiddellijk hoeft te beslissen.

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

77

met wisselende intervallen gegenereerd door een kansverdeling. In een discreet zoekmodel, zoals dat van Mortensen (1970) en Asa Rosén (1997), werkt men met een basisperiode waarbinnen iedere werkzoekende één aanbieding met een variabel loon krijgt. Een zoekmodel genereert een constant reservatieloon als het door een individuele werkloze gehanteerde reservatieloon niet varieert in functie van de doorstane werkloosheidsduur. Een (complexer) alternatief is een model waarbij het reservatieloon, bijvoorbeeld als gevolg van het bijstellen van verwachtingen of een depreciatie van het menselijk kapitaal tijdens werkloosheid, daalt in functie van de doorstane werkloosheidsduur. Het zoekmodel waarmee hier gewerkt wordt leidt niet alleen tot een constant reservatieloon, maar ook tot een uitstroomintensiteit uit de werkloosheid die niet varieert in functie van de doorstane werkloosheidsduur138. In sectie 2.1 wordt het model van Devine en Kiefer voorgesteld. Bij deze auteurs is de verdeling van de aangeboden lonen en de intensiteit van de individuele baanaanbiedingen exogeen. In sectie 2.2 wordt aangetoond dat, mits een beperkt aantal bijkomende veronderstellingen, de verdeling van de aan elke werkloze aangeboden lonen en de intensiteit van de baanaanbiedingen op een geïsoleerd segment van de jobmarkt volledig bepaald zijn door de verdeling van de aangeboden lonen in alle openstaande vacatures, de intensiteit β waarmee werklozen werkgevers ontmoeten en het maximaal haalbare loon van de werkloze. Dat laatste concept wordt gedefinieerd in sectie 2.2.

138

Dit lijkt in conflict met de vrij algemene empirische observatie dat de uitstroomkansen een dalende functie zijn van de reeds doorstane werkloosheidsduur. Zoals zal aangegeven worden in hoofdstuk 4 en 5 is een groot deel van dat verband echter toe te schrijven aan niet geobserveerde heterogeniteit.

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt 2.1

2.1.1

78

Een algemeen geformuleerd zoekmodel met een constant reservatieloon

Veronderstellingen

De volgende veronderstellingen139 leiden tot een zoekmodel met een constant reservatieloon: A.1 De werkloze verwacht niet zich ooit terug te trekken uit de arbeidsmarkt (oneindige tijdshorizon) en maximaliseert zijn verdisconteerde verwachte inkomensstroom. A.2 Het inkomen bij werkloosheid na aftrekking van eventuele zoekkosten is b per tijdseenheid en is constant over de duur van een werkloosheidsinterval. A.3 De werkloze i uit nationale groep j ontvangt werkaanbiedingen volgens een Poisson proces

met parameter δij. De waarschijnlijkheid om ten minste één aanbieding te ontvangen binnen een kort interval met lengte k is δijk + oij(k). δijk is de kans om precies één en oij(k) de kans om meer dan één aanbieding te ontvangen in het interval k. De lim oij(k)/k voor k→0 is de dichtheid van de gebeurtenis dat er zich tijdens het korte interval k meer dan één baanaanbod voordoet. Door die dichtheid gelijk te stellen aan nul kan uitgesloten worden dat er zich twee baanaanbiedingen precies op hetzelfde moment voordoen140. Uiteraard is ook oij(0)=0. A.4 Een baanaanbieding wordt samengevat door een reëel nettoloon w. Eens aanvaard, zal dit loon constant blijven over de volledige duur van de tewerkstelling. A.5 Opeenvolgende baanaanbiedingen in de loop van een werkloosheidsinterval zijn onafhankelijke realisaties van een door de werkloze gekende verdelingsfunctie Gij(w) van de 139

Deze veronderstellingen zijn dezelfde als die van Devine en Kiefer (1991). De i en j indices zijn door ons aan hun notatie toegevoegd.

140

De economische interpretatie van het nemen van de limiet voor k gaande naar 0 is dat de periode waarin de werkloze over een aanbod dient te beslissen zo klein is dat er geen reële kans bestaat op het verkrijgen van een tweede aanbod tijdens die periode. Die veronderstelling gaat niet altijd op, maar het versoepelen ervan maakt de afleiding moeilijker en leidt niet noodzakelijk tot kwalitatief verschillende resultaten.

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

79

aangeboden lonen, met gemiddelde µw ij en dichtheidsfunctie gij(w). De werkloze verwacht niet dat deze verdelingsfunctie verandert over de tijd. A.6 Eens een job aanvaard, blijft men altijd in die job. De vereenvoudigende veronderstellingen in A1 dat werklozen niet verwachten zich ooit terug te trekken uit de arbeidsmarkt en dat zij enkel oog hebben voor hun verdisconteerde inkomensstromen zijn niet noodzakelijk om tot een constante reservatieloonstrategie te komen. Van den Berg (1990) toonde dat onder de veronderstellingen A2 tot A6 het resultaat van een constant reservatieloon bewaard bleef als er een exogene kans bestaat dat werklozen stoppen met zoeken naar een baan141. Van den Berg (1990) en ook Devine en Kiefer (1991) geven de resultaten voor de variant waarbij de werklozen niet de verdisconteerde verwachte inkomensstromen, maar het verdisconteerde verwachte nut van de consumptie per tijdseenheid maximaliseren142. De veronderstelling dat het inkomen als werkloze onafhankelijk is van de duur van de werkloosheid (A.2) is wel noodzakelijk voor het resultaat van een constant reservatieloon. In België zijn werkloosheidsuitkeringen niet beperkt in de duur van de werkloosheid voor gezinshoofden en alleenstaanden. Samenwonenden (personen die samenwonen met een werkende of een uitkeringsgerechtigde werkloze) worden automatisch geschorst als hun werkloosheidsduur anderhalve keer de gemiddelde werkloosheidsduur van hun geslacht in hun regio bedraagt. Na één jaar werkloosheid dalen de uitkeringen voor alle groepen van werklozen, behalve gezinshoofden. In België gaat A.2 bijgevolg enkel op voor de groep van gezinshoofden. Veronderstelling A.3 maakt van het model een sequentieel zoekmodel (er kan slechts één aanbieding binnen komen op één moment). De frequentie van de aanbiedingen verschilt in functie van persoonlijke kenmerken (opleidingsniveau, ervaring of de nationale groep…). 141

Werklozen kunnen met een bepaalde intensiteit getroffen worden door een ziekte of familiale omstandigheid waardoor het zoeken naar een baan niet langer wenselijk is. Van den Berg (1990) veronderstelt dat de toestand van niet-participatie absorberend is. In zijn data eindigt wel 30 % van de werkloosheidsintervallen in die toestand. De overgang naar de toestand van niet-participatie wordt er niet geëndogeniseerd. Het gaat dus niet om een overgang naar niet-participatie als gevolg van ontmoediging. Dit belet niet dat er verschillen kunnen zijn tussen bijvoorbeeld mannen en vrouwen in de intensiteit van de overgang naar niet-participatie.

142

Met een dergelijk model kan men onder meer het effect van risico-aversie nagaan. Devine en Kiefer (1991) verwijzen naar verschillende theoretische studies waarin volgens hen aangetoond wordt dat risico aversie leidt

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

80

Veronderstelling A.4 is een vereenvoudigende veronderstelling waardoor enkel de lonen van belang zijn. Veronderstelling A.5 is cruciaal, aangezien een werkloze niet kan beslissen een job al dan niet te aanvaarden zonder informatie over de verdeling waaruit de lonen komen. De verdelingsfunctie Gij(w) wordt in deze sectie als exogeen beschouwd. In sectie 2.2 zal zij verder verfijnd worden en in afdeling 4 wordt zij gedeeltelijk endogeen. Wij veronderstellen echter nu reeds dat de werklozen niet verwachten dat deze verdeling zal veranderen over de tijd of in functie van hun doorstane werkloosheidsduur. Dat laatste is de hoofdreden waarom dit model resulteert in een constant reservatieloon en een uitstroomintensiteit uit de werkloosheid die niet varieert in functie van de doorstane werkloosheidsduur. Veronderstelling A.6 impliceert dat de aanvaarde baan een permanente tewerkstelling garandeert en dat de werkloze, eens hij een baan aanvaardt, niet meer verandert. Dat laatste geldt automatisch als hij als werkende niet meer zoekt naar ander werk. Als dat wel zo zou zijn en als de mate waarin tewerkgestelden jobs aangeboden krijgen dezelfde is als die van een werkloze, dan valt het reservatieloon onder de veronderstellingen 1 tot 5 samen met het inkomen als werkloze. Devine en Kiefer (1991) versoepelden veronderstelling (A.6) zo dat tewerkgestelden opnieuw werkloos kunnen worden volgens de wetten van een Poisson proces. Een alternatief bestaat erin te veronderstellen dat personen aangeworven worden voor contracten met dezelfde beperkte duur. Ook onder die veronderstellingen komt men tot een constant reservatieloon. De (interessante) resultaten van deze oefening worden besproken in hoofdstuk 3.

2.1.2

Resultaten van het zoekmodel van Devine en Kiefer

Als een werkloze een aanbieding krijgt weegt hij de verdisconteerde opbrengsten bij het aanvaarden van de job af tegen de verdisconteerde verwachte opbrengsten bij het blijven verder zoeken. De verdisconteerde opbrengsten bij het aanvaarden van een job waar het loon w geboden wordt (Ve(w)) zijn onder de veronderstellingen A1-A7 gelijk aan143:

tot het hanteren van een lager reservatieloon. 143

De nummering van de equaties gebeurt per hoofdstuk. Equatie (1) in hoofdstuk 2 is hetzelfde als equatie (II.1)

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

81

Ve(w) = w/r

(1)

De verdisconteerde verwachte opbrengsten van het blijven verder zoeken, Vuij, zijn gelijk aan: V

u

ij

=

(1 - δ ij k) u 1 δ ij k e bk + E w [ max( V (w),V u ij )] + V ij + oij (k)K ij 1 + rk 1 + rk 1 + rk

(2)

De eerste term aan de rechterzijde is de verdisconteerde huidige waarde van het inkomen als werkloze. De tweede term kan geïnterpreteerd worden als de kans op het ontvangen van een aanbieding gedurende het kleine interval k, vermenigvuldigd met de verdisconteerde verwachte waarde (waarbij het loon w de onzekere variabele is) van het volgen van de optimale strategie op het moment dat er een baanaanbieding komt. De derde term is dan de kans dat er gedurende het interval k geen enkele baanaanbieding komt144, vermenigvuldigd met de verdisconteerde verwachte waarde van het voortzetten van het zoekproces. In de vierde en laatste term stelt oij(k) de kans op het ontvangen van méér dan één aanbieding voor. Indien zich méér dan één aanbieding voordoet, is de waarde van het volgen van de optimale strategie gelijk aan Kij. Omdat de verdisconteerde verwachte opbrengst van de werkloosheid hier constant is over de tijd (=de doorstane werkloosheidsduur) is er geen reden waarom de werkloze zijn eisen zou aanpassen in functie van de doorstane werkloosheidsduur. Zijn optimale strategie wordt dan beschreven door één constant reservatieloon wrij waarvoor Vuij=Ve(wrij). Gegeven (1) geldt dan: Vuij=wrij/r.

(3)

De strategie van de werkzoekende werkloze bestaat erin elk aanbod met een loon lager dan wrij te verwerpen en het eerste aanbod met w > wrij te aanvaarden. Om een uitdrukking te verkrijgen voor wrij kan men (1) en (3) invullen in uitdrukking (2):

144

Strikt genomen mag die kans nu nog niet voorgesteld worden door (1-δijk), d.w.z. 1 – de kans op precies één aanbieding, aangezien in het algemeen oij(k) niet 0 is. Door het Poisson proces waarmee banen aangeboden worden zal die uitdrukking echter later wegvallen bij het nemen van de limiet van oij(k) /k naar k.

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

r (1 - δ ij k) wr ij 1 w wr ij δ ij k w ij = bk + max )] + + oij (k)K ij , [ ( Ew r 1 + rk 1 + rk 1 + rk r r r

82

(4)

Door linker en rechterzijde van (4) te vermenigvuldigen met (1+rk) en te delen door k en door te vereenvoudigen kan men bekomen dat:

w ij = b + δ ij E w [ max( r

r w wr ij w ij oij (k)K ij (1 + rk) + )] - δ ij , k r r r

(5)

Bij het nemen van de limiet voor k→0 valt de laatste term in deze uitdrukking weg en geldt: r

wij = b +

δ ij r

w max

∫

(w - wijr ) g ij (w)dw

(6)

w= wijr

Alhoewel vergelijking (6) nog steeds geen expliciete uitdrukking voor het reservatieloon is, kan aangetoond worden dat er slechts één unieke oplossing bestaat voor het reservatieloon wrij

145

.

Door uitdrukking (6) totaal te differentiëren kan het effect van een kleine wijziging in de parameters b, r, δij en µw ij op wrij bepaald worden. Met als resultaat 146 147:

145

Voor ons eigen bewijs hiervan, zie appendix II.1

146

Devine en Kiefer (1991) vermelden zelf niet de stappen die gezet zijn bij de afleiding van de afgeleiden van (7) tot en met (10). In appendix II.2 wordt de afleiding van dwrij/d µ w ij gegeven. Omdat hiervoor de afgeleide van de integraal in (6) naar µ w ij moet genomen worden is de afleiding van dat resultaat minder voor de hand liggend.

147

Voor het afleiden van (7) tot (10) is het nuttig om de integraal in (6) te herschrijven als

w max

∫

w g ij (w)dw − wijr (Gij ( wmax ) − Gij ( wijr ))

w= wijr

alvorens hem te differentiëren naar wrij. De afgeleide van de eerste term naar de benedengrens wrij is: -wrij gij(wrij). Noteer verder dat Gij(wmax)=1.

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

d wijr / db = 1 / ( 1 +

d wijr / dr =

δ ij r

[1 - G ij ( wijr )] ) ∈ (0,1)

- ( E w [w | w ≥ wijr ] - wijr ) <0 r (1+ r/( δ ij [1 - G ij ( wijr )] ))

E w [w | w ≥ wij ] - wij >0 δ ij + (r / [1 - Gij ( wijr )] ) r

d wijr / d δ ij =

d wijr / d µ w ij =

83

(7)

(8)

r

1 ∈ (0,1) 1 + r/( δ ij [1 - G ij ( wijr )] )

(9)

(10)

Ew[w|w≥wijr] in uitdrukkingen (8) en (9) is het verwachte loon gegeven dat het loon groter is dan het reservatieloon. Dat kan ook geschreven worden als:

r E w [w | w ≥ wij ] =

wmax

∫

w= wijr

w g ij (w) dw (1 - G ij ( wijr ) )

(11)

Een individu hanteert een hoger reservatieloon als zijn inkomen als werkloze stijgt, als de discontovoet daalt, als de frequentie van de baanaanbiedingen toeneemt en als het gemiddeld aangeboden loon stijgt. Uit (10) blijkt dat de toename van wijr die het gevolg is van een hoger gemiddeld aangeboden loon minder groot is dan de toename van µw ij zelf. Dit laat vermoeden dat een hoger gemiddeld aangeboden loon tot een kortere werkloosheidsduur leidt.

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

84

De invloed van de 4 parameters op de gemiddelde werkloosheidsduur kan ook rechtstreeks onderzocht worden. Een werkloze zal uitstromen uit de werkloosheid als hij een baanaanbieding krijgt met een loon groter dan het reservatieloon. De kans op het krijgen van een loon groter dan wrij, gegeven dat er een baanaanbieding is, is gelijk aan (1- Gij(wrij)). In dit model wordt de uitstroomintensiteit uit de werkloosheid148 (=de hazard) bijgevolg gegeven door:

τij = δij (1 – Gij(wijr))

(12)

Aangezien het reservatieloon constant is over de duur van de werkloosheid is ook de hazardrate constant. De werkloosheidsduur is daardoor exponentieel verdeeld. De verwachte duur in de werkloosheid van individu i uit nationale groep j is gelijk aan 1/τij. Gegeven (6) en (11) kunnen de afgeleiden van τij naar b, r, µw ij en δij berekend worden als:

d τ ij /db = -r δ ij g ij ( wijr )/(r + τ ij ) < 0

(13)

E w [w | w ≥ wij ] - wij d τ ij /dr = δ ij ( g ij ( w )/r) >0 1 + r/ τ ij

(14)

d τ ij /d µ w ij = δ ij g ij ( wijr )r/(r + τ ij ) > 0

(15)

r

r

r ij

d τ ij /d δ ij = (1 - G ij ( wijr )) [ 1 - ( τ ij / ( τ ij + r))

∂ E w [w | w ≥ wijr ] ∂ wijr

]

(16)

Uit de bovenstaande uitdrukkingen volgt dat de uitstroomintensiteit van een werkloze negatief beïnvloed wordt door de hoogte van de werkloosheidsuitkering b, positief door de discontovoet r en ook positief door het gemiddelde aangeboden loon µw ij . Deze resultaten stemmen overeen met wat men intuïtief zou verwachten. Meer verrassend is dat het teken van de afgeleide in (16), die het effect van de intensiteit van de baanaanbiedingen op de uitstroomintensiteit weergeeft,

148

Aangezien er hier geen andere mogelijkheid bestaat om de werkloosheid te verlaten dan via het vinden van een job, is de intensiteit waarmee werk gevonden wordt gelijk aan de uitstroomintensiteit uit de werkloosheid.

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

85

onbepaald is. Het positieve directe effect van het aantal baanaanbiedingen wordt gedeeltelijk (of geheel) ongedaan gemaakt door de verhoging van het reservatieloon die volgt uit de verbeterde situatie van de werkloze. Dat effect wordt weergegeven door de expressie achter het min teken in de tweede factor van de rechterzijde van (16). Een voldoende voorwaarde voor het positief zijn (bij r > 0) van dτij/dδij is dat:

∂ E w [w | w ≥ wijr ] ≤1 ∂ wijr

(17)

Dat wil zeggen dat een verhoging van het reservatieloon leidt tot een minder dan evenredige verhoging van het verwachte loon bij tewerkstelling. Opdat hieraan voldaan is moeten restricties opgelegd worden aan de verdeling van de aangeboden lonen. Devine en Kiefer

149

stellen dat

hieraan voldaan is als gij(w) concaaf is in de logaritme, een voorwaarde waaraan voldaan is bij een exponentiële, uniforme of normale verdeling van de aangeboden lonen 150. Alhoewel deze redenering overgenomen wordt door andere auteurs151, zijn wij niet helemaal gelukkig met deze uitweg om tot het resultaat dτij/dδij > 0 te komen. Zij sluit alvast de situatie uit waarbij een verhoging van het reservatieloon tot een meer dan evenredige toename van het te verwachten loon bij tewerkstelling leidt. In dat geval zou er vooral bij (risico-neutrale) individuen met een geringe tijdsvoorkeur (een lage r, zie uitdrukking (16)) de mogelijkheid bestaan dat een toename van het aantal baanaanbiedingen tot een lagere uitstroomintensiteit uit de werkloosheid en dus een langere werkloosheidsduur leidt. Dit resultaat levert problemen op bij een toepassing van het zoekmodel die uitsluitend gebaseerd is op werkloosheidsduurgegevens. Aangezien de verdeling van de aangeboden

lonen

verschillend kan zijn voor elke werkloze kunnen er in het bestand zowel werklozen zitten waarbij wel als waarbij niet voldaan is aan de voorwaarde dat dτij/dδij > 0. Stel dat een verhoging van de verwachte productiviteit zowel leidt tot een groter baanaanbod als een hoger gemiddelde

149

Devine en Kiefer (1991) verwijzen naar Burdett en Ondrich (1985) voor een afleiding van dit resultaat.

150

In appendix II.3 geven wij een bewijs hiervan voor een uniforme verdeling, gebruik makend van de terminologie ontwikkeld in de volgende sectie.

151

Voor een voorbeeld zie Asa Rosén (1997).

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

86

van de verdeling gij(w). In dat geval kan niet met zekerheid voorspeld worden wat het effect zal zijn op de werkloosheidsduur (als dτij /dδij < 0, zie (15) en (16)). De invulling die in sectie 2.2 gegeven wordt aan de verdeling gij(w) en de intensiteit van de baanaanbiedingen δij laat toe meer eenduidige uitspraken te doen over de invloed van een verhoogde kwaliteit en kwantiteit van de aanbiedingen voor specifieke groepen werklozen.

2.2

Een concreet zoekmodel op een segment van de jobmarkt

Zowel de verdeling Gij(w) van de individueel aangeboden lonen als de intensiteit van de baanaanbiedingen worden in deze sectie afhankelijk gemaakt van de verdeling H(w) van alle aangeboden lonen op een segment van de jobmarkt, de intensiteit β waarmee werklozen werkgevers met een vacature ontmoeten en het maximale loon w*ij dat individu i uit nationale groep j kan aangeboden krijgen. Een discrete variant van deze verbijzondering van Devine en Kiefer ‘s model (1991) kan teruggevonden worden bij Mortensen (1970). Wij gaan na wat de effecten zijn van een verhoging van het maximaal aangeboden loon op de uitstroomintensiteit uit de werkloosheid. De hier gevonden resultaten passen in het geheel van de afleiding van het evenwichtsmodel van de jobmarkt, maar zijn ook op zichzelf interessant (zie propositie 1). In sectie 2.2.1 worden de gemaakte veronderstellingen geformuleerd. In sectie 2.2.2 worden de resultaten afgeleid. In sectie 2.2.3 volgt een globale bespreking van de resultaten.

2.2.1

Bijkomende veronderstellingen

A.7 De jobmarkt kan opgedeeld worden in een aantal segmenten volgens soort werk en daarmee gepaard gaande noodzakelijke en /of wenselijke vaardigheden. Werkzoekende werklozen zijn slechts actief op één van die segmenten. A.8 Elke werkgever met een vacature biedt aan alle werklozen die zich aanmelden ofwel het vaste, bedrijfsspecifieke loon w aan, ofwel niets.

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

87

A.9 De dichtheid van de lonen die de verschillende werkgevers, aktief op dit segment van de jobmarkt, uitbetalen wordt op elk moment gegeven door de functie h(w). De aangeboden lonen liggen alle tussen wmin en wmax, met wmin,wmax ∈ R+ en wmin < wmax. Bij de dichtheidsfunctie h(w) hoort de verdelingsfunctie H(w). A.10 Werklozen ontmoeten een werkgever met een intensiteit die gegeven wordt door een Poisson proces met parameter β. A.11 Voor elke werkloze bestaat er een loon w*ij ≤ wmax, waarvoor geldt dat alle werkgevers die een loon lager dan of gelijk aan w*ij uitbetalen bereid zijn deze werkloze aan te werven en dat geen enkele werkgever met een loon w > w*ij bereid is deze werkloze aan te werven. Dat niet de gehele jobmarkt als uitgangspunt genomen wordt, maar slechts een segment ervan, maakt veronderstelling A.11 meer plausibel. Als veronderstelling A.11 zou moeten gelden voor de gehele jobmarkt, dan zou dat betekenen dat een vrachtwagenchauffeur ook zou aangeworven worden voor een baan als boekhouder zodra het betaalde loon daar kleiner is dan het loon dat de transportbedrijven bereid zijn hem te betalen152. Werklozen zullen dat segment van de jobmarkt uitkiezen waar hun zoekwaarde (de Vuij) het hoogst is. Door zich te beperken tot één segment op de jobmarkt reduceren zij het aantal noodzakelijke ontmoetingen met werkgevers153. Hoe breed een segment op de arbeidsmarkt moet gedefinieerd worden hangt af van de zoekstrategie van de werklozen en de mate waarin de nuttige vaardigheden verschillen tussen banen. Het is onwaarschijnlijk dat werklozen op hetzelfde moment solliciteren voor banen die totaal verschillende of tegengestelde vaardigheden vereisen. Ook als alle werklozen enkel op dat segment zoeken waar hun zoekwaarde het grootst is blijven er verschillen in kans om werk te vinden. Die worden, dankzij veronderstelling A.11, volledig samengevat door het maximale loon w*ij dat een werkloze kan verkrijgen.

152

Toch kan A.11 als een vereenvoudigende veronderstelling verdedigd worden als men de effecten van verschillen in algemene aspecten van menselijk kapitaal op de uitstroomkansen uit de werkloosheid wil onderzoeken. Voorbeelden van algemene aspecten van menselijk kapitaal zijn opleidingsniveau, IQ en taalvaardigheid. Kennis op basis van beroepsspecifieke opleiding en ervaring behoort daar dus niet toe.

153

De kosten daarvan (zowel psychologisch als financieel) worden hier niet expliciet ingebracht.

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

88

Bemerk dat wij de jobmarkt niet segmenteren volgens sectoren, maar wel volgens beroepsgroepen. Soms is er niet zo’n groot verschil tussen een beroepsgroep en een sector (metsers werken in de bouw, kelners in de horeca,…), maar in vele gevallen is dit verschil wél relevant (boekhouders, informatici en sekretaressen werken in alle sectoren). Voor een verdere motivering van deze segmenteringshypothese verwijzen wij naar hoofdstuk 3, afdeling 5. Veronderstelling A.8 stelt dat de lonen bedrijfsspecifiek zijn en niet kunnen aangepast worden aan de individuele werkloze. Dit impliceert alvast dat er geen loon-discriminatie toegepast wordt binnen de ondernemingen. Dat individuele werkgevers hun loon niet kunnen differentiëren wil niet zeggen dat werklozen slechts met één mogelijk loon geconfronteerd worden. Verschillende werkgevers betalen immers verschillende lonen. Aangezien de werkgevers op één segment tot verschillende sectoren (kunnen) behoren, leiden verschillen in bij sectorale C.A.O.’s bepaalde minimumlonen op zich al tot loonsverschillen binnen één beroepsgroep of segment. Daarenboven kunnen sommige werkgevers om efficiëntieredenen besluiten om een loon hoger dan het minimumloon uit te betalen (zie verder). De verdeling van de lonen wordt in A.9 vastgelegd met de dichtheidsfunctie h(w) en verdelingsfunctie H(w). Massapunten in de verdeling H(w) werden niet uitgesloten. Zo zal het loon wmin een massapunt zijn als het samenvalt met het wettelijk minimumloon (zie afdeling 5). In A.10 wordt vastgelegd dat de intensiteit waarmee werklozen een werkgever ontmoeten gelijk is voor alle werklozen. Dat impliceert dat zij dezelfde inspanningen doen om werk te zoeken. Dat een werkloze een werkgever ontmoet wil echter nog niet zeggen dat de werkloze een job aangeboden krijgt. De intensiteit van de baanaanbiedingen wordt zoals voorheen voorgesteld door δij, maar dat wordt nu een endogene variabele. Uiteraard is δij ≤ β. Bemerk dat een hoge β, gegeven de zoekintensiteit van werkgevers en werknemers, duidt op een jobmarkt met veel vacatures en weinig werklozen, terwijl een lage β wijst op een jobmarkt met weinig vacatures.

2.2.2

Afleiding van de resultaten

Dankzij de bovenstaande veronderstellingen is de enige factor waardoor de individuele werklozen van elkaar verschillen het maximaal haalbare loon w*ij. In deze sectie wordt nagegaan

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

89

hoe de uitstroomintensiteit uit de werkloosheid verloopt als functie van w*ij. Daartoe wordt eerst de impact van w*ij op δij en wrij afgeleid.

2.2.2.1 De impact van w*ij op δij

De intensiteit waarmee een werkloze een werkgever ontmoet wordt in A.10 gegeven door β. Als er een ontmoeting is, is het loon dat de werkgever betaalt een realisatie van de verdeling van H(w) (zie A.9). Enkel als w ≤ w*ij doet de werkgever een aanbod. De kans dat een werkloze een baan aangeboden krijgt, gegeven dat hij een werkgever ontmoet, is dus gelijk aan H(w*ij). Bijgevolg wordt de intensiteit van de aanbiedingen aan een werkloze gegeven door:

δij= β H(w*ij)

(18)

Uit (18) en A.9 volgt dat, voor alle bestaande waarden van w*ij : dδij/dw*ij= β h(w*ij) > 0

(19)

Gegeven β en H(w) wordt de intensiteit van de baanaanbiedingen volledig bepaald door het maximaal haalbare loon w*ij. Hoe hoger w*ij, hoe hoger dus het aantal baanaanbiedingen dat een werkloze in een gegeven periode mag verwachten.

2.2.2.2 De relatie tussen gij(w) en h(w)

Zodra het maximale loon w*ij bekend is, ligt de verdeling van de aangeboden lonen vast. Het feit dat er een aanbieding gekomen is impliceert immers dat het loon ≤ w*ij. De bijbehorende dichtheidsfunctie gij(w) wordt gegeven door: g ij (w) =

h(w) , ∀w ≤ w*ij en g ij (w) = 0, ∀w > w*ij H( w*ij )

De cumulatieve dichtheid of verdelingsfunctie Gij(w) wordt dan gegeven door:

(20)

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

G ij (w) =

H(w) , ∀w ≤ w*ij en G ij (w) = 1, ∀w > w*ij H( w*ij )

90

(21)

Gegeven de verdelingsfunctie H(w) op het betreffende jobmarktsegment wordt de verdeling van de lonen voorwaardelijk op het krijgen van een aanbod volledig bepaald door w*ij.

2.2.2.3 De impact van w*ij op wrij

Het reservatieloon werd in het model van Devine en Kiefer (1991) gegeven door uitdrukking (6). Substitueren van (18) en (20) in (6) levert: r ij

w =b+

β H(w* ij ) r

w*ij

∫

(w - wijr )

w= wijr

h(w) dw H(w* ij )

(22)

Vereenvoudiging geeft: r

wij = b +

w* ij

β

∫

r

(w - wijr )h(w)dw

(23)

w= wijr

Totale differentiatie van (23) naar wrij en w*ij levert154:

β

r

dwij = dwij*

r 1+

β r

(wij* - wijr )h(wij* )

>0

( H ( w ) − H ( w )) * ij

r ij

2.2.2.4 Het effect van w*ij op τij

De uitstroomintensiteit uit de werkloosheid werd gegeven in (12), hier herhaald:

154

Om (24) terug te vinden is het handig de integraal in (23) eerst te herschrijven als:

w* ij

∫

w= wijr

wh(w)dw − wijr ( H ( wij* ) − H ( wijr ))

(24)

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt τij = δij (1 - G(wrij))

91 (12)

Als men δij vervangt door de rechterkant van (18) en op G(wrij) (21) toepast, geldt:

τ ij = β ( H( w*ij )-H( wijr )), ∀ wijr ≤ w*ij en τ ij = 0, ∀ wijr > w*ij

(25)

Gebruik makend van (24) kan nu de totale differentiaal van (25) (voor het geval het reservatieloon lager is dan w*ij) naar τij en w*ij berekend worden als:

β

(wij* - wijr )h(wij* )dwij*

dτ ij = βh( wij* )dwij* − βh( wijr ) r β 1 + ( H ( wij* ) − H ( wijr )) r

(26)

Daardoor geldt:

β * r   (wij - wij )h(wijr )   r = βh( wij* ) 1 −  β dwij*  1 + ( H ( wij* ) − H ( wijr ))    r dτ ij

(27)

Het teken van de afgeleide in (27) is onzeker als er geen beperkingen worden opgelegd aan h(w). Als de aangeboden lonen uniform verdeeld zijn, kan aangetoond worden dat de afgeleide in (27) altijd positief is. Met betrekking tot bepaalde groepen werklozen kan bovendien elke onzekerheid over het teken weggenomen worden. Dat wordt duidelijk als men het verloop van τij en wrij in functie van het maximale loon w*ij uittekent.

2.2.2.5 Het verloop van de functies wr(w*ij) en τ(w*ij)

De functies wr(w*ij) en τ(w*ij) moeten voldoen aan een aantal logische voorwaarden. Zo mag het reservatieloon wrij nooit kleiner zijn dan het inkomen als werkloze b. Een persoon heeft pas een positieve uitstroomintensiteit uit de werkloosheid als w*ij > b. Het is ook mogelijk dat w*ij > b, maar dat wrij kleiner is dan wmin. In dat geval zal een kleine wijziging in wrij geen effect hebben op de uitstroomkans. (H(wrij)=0 en blijft 0). Er dient een onderscheid gemaakt te worden tussen de situatie waarbij b > wmin en die waarbij b < wmin. w*ij zelf kan enkel waarden aannemen tussen

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

92

wmin en wmax. Als b > wmin dan is er een werkloosheidsval (of “poverty trap”) 155. Het verloop van de functies wr(w*ij) en τ(w*ij) in dat geval wordt uitgetekend in figuur 2.1. Figuur 2.1: Het verloop van het reservatieloon en de uitstroomintensiteit uit de werkloosheid als functie van het maximaal haalbare loon als b > wmin

De bovenste volle lijn in figuur 2.1 geeft het reservatieloon als functie van w*ij weer. Zo lang w*ij < b, blijft het reservatieloon gelijk aan b. Zodra w*ij > b, kent het reservatieloon, conform aan (24), een stijgend verloop156. Als w*ij = b is dwrij/dw*ij = (β/r) (b - b) h(b) = 0. Als w*ij > b is dwrij/dw*ij > 0. In het geval van een uniforme verdeling van de aangeboden lonen H(w) is wrij een versneld stijgende functie van w*ij. De afgeleide dwrij/dw*ij wordt nooit groter dan 1 157.

155

Het is voorzichtiger die situatie niet uit te sluiten. De maandelijkse werkloosheidsuitkering voor gezinshoofden met kinderen, die voorheen voltijds gewerkt hebben is zeker hoger dan 30000 BEF. Het is best mogelijk dat bepaalde laaggeschoolden moeilijk aan een hoger nettoloon dan 35000 Bef kunnen geraken. Van dat laatste bedrag dienen nog transportkosten voor rekening van de werknemer en kosten voor kinderopvang afgetrokken te worden.

156

Op de figuur is er een versneld stijgend verband. Of de curve versneld stijgt of niet is afhankelijk van het verloop van de dichtheid van de lonen h(w). Het verloop van de curven in de figuur komt overeen met het geval waarbij de lonen uniform verdeeld zijn. Dit geval wordt besproken in appendix II.3 157

Voor de afleiding van deze resultaten verwijzen wij naar appendix II.3

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

93

De onderste volle lijn in figuur 2.1 geeft het verloop van de uitstroomintensiteit uit de werkloosheid als functie van w*ij weer158. Zolang w*ij < b is de uitstroomintensiteit gelijk aan 0. Als w*ij > b is er een stijgend verloop bij lage waarden van w*ij, dat kan omslaan in een daling. De afgeleide dτij/dw*ij is positief als w*ij=b. In dat punt, waar ook wrij=b is (27) gelijk aan: (dτij/dw*ij) |w*ij=b = β h(w*ij) > 0

(28)

Voor w*ij > b geldt (27). De rechterzijde van (27) zal positief zijn als w*ij nog dicht bij b ligt [(w*ij - wrij) is dan nog klein ], maar het valt niet uit te sluiten dat dτij/dw*ij later negatief wordt. Zonder een specifieke dichtheid van h(w) voorop te stellen kan men stellen dat er een niet lineair verband tussen τij en w*ij bestaat dat aanvangt met een positieve helling. In het geval van een uniforme verdeling is dτij/dw*ij altijd positief (voor een bewijs zie appendix II.3). In figuur 2.2 wordt het verloop van het reservatieloon en de uitstroomintensiteit in het geval b < wmin gegeven. De waarde van b is dezelfde als in figuur 2.1, maar nu is wmin > b. Deze nieuwe situatie heeft geen gevolgen voor het verloop van het reservatieloon. Aangezien b < wmin, ligt het horizontale gedeelte van die curve nu voor het domein van de lonen. Dat b < wmin is echter wel belangrijk voor het verloop van de uitstroomintensiteit. Er bestaan in dat geval immers maximumlonen w*ij waarvoor het corresponderende reservatieloon kleiner is dan wmin. Als wrij < wmin, is H(wrij)=0, zodat de uitstroomintensiteit (uit equatie (25)) gelijk is aan:

τij = β H(w*ij)

(29)

Daardoor geldt, ∀ wrij < wmin: dτij/dw*ij = β h(w*ij) > 0

(30)

Figuur 2.2: Het verloop van het reservatieloon en de uitstroomintensiteit uit de werkloosheid als functie van het maximaal haalbare loon als b < wmin 158

τij en wrij zijn in andere eenheden genoteerd.

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

94

Zolang wrij < wmin is de afgeleide in (30) positief. Met behulp van de 45 gradenlijn en de curve van de reservatielonen, werd in figuur 2.2, vertrekkend uit het punt wmin, het maximaal haalbare loon w' bepaald waarbij het corresponderende reservatieloon gelijk is aan wmin. Als w*ij > w' wordt de afgeleide van τij naar w*ij opnieuw gegeven door (27). Net zoals in het vorige geval heeft een hogere w*ij eerst een positief effect op de intensiteit waarmee werklozen werk vinden, maar zwakt het positief effect van w*ij op τij later af. Als wmin het wettelijk minimumloon is en het vormt een bindende restrictie bij de loonzetting door werkgevers dan is het ook een massapunt159. In dat geval, geïllustreerd in de figuur, heeft

τij van (29) een grote positieve waarde zodra w*ij ≥ wmin. H(wmin) benadert dan immers niet nul, maar is strikt positief. Er bestaat in dat geval een duidelijk zichtbaar onderscheid tussen werklozen zonder uitstroomkansen (met w*ij < wmin) en werklozen met uitstroomkansen.

159

Werkgevers die liever een lager loon betalen zullen ofwel het minimumloon aanbieden of niet participeren aan de jobmarkt (zie afdeling 5). Voor een praktijkvoorbeeld van een massapunt in de loonverdeling, zie appendix II.6.

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

95

2.2.2.6 Formulering propositie 1

De resultaten van de bovenstaande afleidingen laten toe het effect van een verhoging van w*ij op de uitstroomintensiteit vast te leggen voor de groep met marginale uitstroomkansen uit de werkloosheid. Deze wordt als volgt gedefinieerd: Definitie 1:

Een werkzoekende werkloze i van nationale groep j heeft marginale uitstroomkansen uit de werkloosheid als zijn w*ij =Max(wmin, b)+ε , met ε een arbitrair kleine waarde. Met behulp van de bovenstaande definitie kan propositie 1 nu geformuleerd worden als: Propositie 1:

Bij werklozen met marginale uitstroomkansen leidt een verhoging van hun maximaal haalbaar loon altijd tot een hogere uitstroomintensiteit uit de werkloosheid. Bewijs: Het bewijs van propositie 1 volgt rechtstreeks uit de tekens van de afgeleiden in (28) en (30).

2.2.3

Bespreking resultaten

Als gevolg van de veronderstellingen A.7 tot en met A.11, is zowel de intensiteit δij waarmee werkloze i van nationaliteit j jobs aangeboden krijgt, als de verdelingsfunctie Gij(w) van de aangeboden lonen gegeven H(w) volledig bepaald als men w*ij kent. Wat ook de verdelingsfunctie H(w) van de door de werkgevers aan nieuwe werknemers te betalen lonen is160, een hogere w*ij leidt altijd tot een hoger reservatieloon. Als h(w) de dichtheid is van een uniforme 160

Met als enige voorwaarde die van "full support" of ∀ w ∈ (wmin wmax): h(w) > 0. Maar een verhoging van het loon naar een onbestaand gebied heeft weinig zin.

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

96

verdeling is dτij/dw*ij > 0, ∀ w*ij. Dat kon niet voor alle verdelingen H(w) aangetoond worden. Dankzij propositie 1 kunnen wij echter stellen dat een verhoging van w*ij steeds tot een hogere uitstroomintensiteit leidt voor werklozen met marginale uitstroomkansen, d.w.z. de groep met de laagste w*ij’s. Dat resultaat geldt zowel in het geval een wettelijk minimumloon wmin , als in het geval het inkomen als werkloze b de bodem vormt voor de lonen op de jobmarkt. Een eigenschap van ons zoekmodel is dat het de situatie toelaat waarbij de verdeling H(w) een massapunt heeft als w=wmin. Als er een algemeen bindend minimumloon bestaat, dan is dat een massapunt in de verdeling H(w). Dit heeft interessante gevolgen voor de effecten van de introductie van minimumlonen (zie afdeling 5). Wij zijn nog niet ingegaan op de vraag welke werklozen de hoogste lonen aangeboden krijgen. Intuïtief is het aannemelijk dat w*ij in positieve zin afhangt van de verwachte productiviteit van een werkloze. Mortensen (1970), die in zijn zoekmodel werkt met een maximaal haalbaar loon met dezelfde eigenschappen, veronderstelde dat werklozen met meer vaardigheden een hogere w*ij krijgen. Dit omdat werkgevers die hogere eisen stellen inzake bekwaamheid verplicht zijn een hoger loon uit te betalen161. De auteur geeft echter geen formele afleiding voor dit positieve verband. Dat is precies wat wij zullen doen in afdeling 3. De causaliteit ligt er evenwel omgekeerd: werkgevers die een hoger loon uitbetalen, stellen er hogere eisen.

3 Een zoekmodel voor werkgevers Dit model beschrijft de zoekstrategie van een werkgever met een vacature met een vooraf bepaald loon. De werkgever gaat op zoek naar een werkkracht in een segment van de jobmarkt. Zijn probleem bestaat erin het winstmaximerende reservatieniveau van (verwachte) effectieve arbeidseenheden te bepalen. De effectieve arbeidseenheden van een werknemer kunnen vertaald worden als zijn vaardigheden nuttig in de productie. In deel 3.1 worden de veronderstellingen

161

Werkgevers verschillen in zijn benadering inzake aangewende technologie, zodat zij een beroep doen op verschillende niveaus van vaardigheden.

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

97

besproken. In deel 3.2 wordt een uitdrukking voor het reservatieniveau van verwachte effectieve arbeidseenheden (erw) afgeleid. Op basis daarvan wordt in deel 3.3 de relatie tussen erw en het door een werkgever betaalde loon afgeleid.

3.1

Veronderstellingen

B.1 De werkgever gaat ervan uit dat het bedrijf voor altijd zal blijven bestaan en maximaliseert de actuele waarde van de bijkomende winsten bij het aanwerven van een werkloze162. Werkgevers zijn risico neutraal en hanteren een intrestvoet r bij het actualiseren. B.2 (=A.6) De werkgever gaat er niet van uit dat hij een aangeworven werknemer kan ontslaan zodra diens werkelijke productiviteit bekend wordt en te laag blijkt. B.3 (=A.8) De loonkost w die de werkgever zal moeten dragen is gegeven. B.4 De werkgever kan voor elke ontmoette werkloze i van nationale groep j een verwacht aantal effectieve arbeidseenheden eij bepalen. De werkelijke effectieve arbeidseenheden (qij) zijn onbekend163. B.5 De verdelingsfunctie van het verwachte aantal effectieve arbeidseenheden van alle werklozen is gekend door de werkgever en wordt gegeven door P(e). Met deze notatie wordt aangegeven dat e vanuit het standpunt van de werkgever een stochastische variabele is waarvan eij een concrete realisatie is. De werkgever verwacht niet dat P(e) zal veranderen in de toekomst. B.6 Werkgevers ontmoeten een werknemer met een intensiteit die gegeven wordt door een Poisson-proces met parameter α. De waarschijnlijkheid om ten minste één werkloze te ontmoeten binnen een kort interval met lengte l is gelijk aan αl + ow(l). Met ow(l) de intensiteit 162 163

Wij blijven veronderstellen dat enkel werklozen als werkzoekende actief zijn op de jobmarkt.

In hoofdstuk 3 wordt gesteld dat eij=Eq(qij|yij,µj), waarbij yij een testresultaat is dat alle observeerbare kenmerken (opleiding, ervaring, IQ-score…) synthetiseert en µj het gemiddeld aantal effectieve arbeidseenheden van nationale groep j.

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

98

waarmee meer dan één werkloze zijn diensten aanbiedt. Zoals bij het probleem van de werkloze wordt opgelegd dat lim ow(l)/l =0 voor l→0. B.7 Alleen werkgevers met strikt positieve winstkansen blijven aanwezig op de jobmarkt. B.8 Voor de werkgever die het loon w biedt bestaat er een niveau e*w ≤ emax van effectieve arbeidseenheden waarvoor geldt dat alle werklozen met e ≤ e*w bereid zijn om voor deze werkgever te gaan werken, terwijl geen van de werklozen met e> e*w daartoe bereid is. Veronderstelling B.1 en B.2 komen overeen met A.1 en A.4. Zij vermijden dat de werkgever belang hecht aan de variantie van de individuele productiviteit. De veronderstelling van risico neutraliteit in B.1 is hiervoor niet voldoende. Als de werkgever er wel eenvoudig iemand kan ontslaan zodra diens werkelijke productiviteit gekend is, dan zou hij niet meer indifferent staan ten opzichte van de spreiding van de individuele productiviteit. Werklozen met een hoge Var[qij] zouden dan aantrekkelijker worden dan andere werklozen met dezelfde e164. Met B2 kan het model geïnterpreteerd worden als een model voor een arbeidsmarkt met hoge ontslagkosten of waar de werkgever nooit of slechts na lange tijd de individuele productiviteit kent. Veronderstelling B.3 maakt dat de loonkost w voor een individuele werkgever die een personeelslid aanwerft of vervangt reeds vastligt. Wij realiseren ons uiteraard dat het loon dat de werkgever betaalt, door het bestaan van directe belastingen en sociale zekerheidsbijdragen, feitelijk sterk afwijkt van het loon dat werknemers ontvangen. In het evenwichtsmodel van de volgende afdeling zetten wij dit loonsverschil op nul, omdat wij willen benadrukken dat er ook in afwezigheid van een loonwig permanente werkloosheid kan zijn op de jobmarkt. Dankzij de veronderstellingen B2, B.3 en B.4 wordt de verwachte winst per tijdseenheid, bij het aanwerven van een werkloze i van nationale groep j gegeven door:

πij = eij - w 164

(31)

De verwachte waarde van het overblijvende deel van een links getrunceerde (normale) verdeling is een stijgende functie van de variantie van de totale verdeling. De verdeling waar het hier om gaat is die van de na aanwerving gereveleerde werkelijke productiviteit. Het punt van truncatie is het te betalen loon, verminderd met de ontslagkosten (uitgesmeerd over de contractduur).

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

99

De verdelingsfunctie P(e) van veronderstelling (B.5) is analoog aan de verdelingsfunctie H(w) in het zoekmodel voor de werkloze (A.9). Bemerk dat het hier gaat om de verdeling van het

verwachte aantal effectieve arbeidseenheden dat door de werklozen geleverd wordt en niet om de verdeling van de werkelijke effectieve arbeidseenheden. Veronderstelling B.6 stemt overeen met veronderstelling A.10 bij de werklozen. De intensiteit α waarmee werkgevers werklozen ontmoeten hoeft niet gelijk te zijn aan de intensiteit β. Het aantal werkgevers met een vacature stemt immers niet exact overeen met het aantal werklozen. Een hoge α en een lage β duiden op een arbeidsmarkt met een schaarste aan vacatures. Een lage

α en een hoge β op een arbeidsmarkt met weinig werklozen. Maatregelen die de transparantie165 op de jobmarkt vergroten, verhogen zowel α als β. De veronderstelling in B.6 dat lim ow(l)/l =0 voor l→0 impliceert dat werkgevers de kandidaten voor hun vacatures niet poolen. In de werkelijkheid worden vaak verschillende kandidaten samengebracht alvorens een beslissing valt166. Wij veronderstellen ter vereenvoudiging dat zodra er zich een geschikte (zie verder) kandidaat aanbiedt hij aangeworven wordt. De mogelijkheid tot het poolen van kandidaten belet immers niet dat werkgevers verplicht kunnen zijn alle gepoolde kandidaten te weigeren en geconfronteerd kunnen worden met een e*w zoals gedefinieerd in B.8. Wij gaan verder in op de gevolgen van deze keuze in hoofdstuk 3. De veronderstelling (B.7) dat werkgevers enkel actief blijven op de jobmarkt als zij kans maken op een strikt positieve winst is nieuw. In veronderstelling B.7 wordt gesteld dat de aanwezigheid van de werkgevers op de jobmarkt rationeel moet zijn167. In combinatie met B.8 impliceert B.7 dat ∀ w: e*w > w. Iets dergelijks werd niet opgelegd voor werklozen. Werklozen die weten dat geen enkele werkgever hen (tegen een voor hen aanvaardbaar loon of tegen het minimumloon) wenst aan te werven, blijven “actief“ op de jobmarkt. Die veronderstelling kan gemaakt worden omdat psychologische of financiële kosten verbonden aan de zoekactiviteit zelf niet meetellen in

165

Waardoor werkzoekenden sneller weet hebben van het bestaan van vacatures en omgekeerd.

166

Voor een voorbeeld van een vacature zoekmodel met pooling, zie Asa Rosén (1997).

167

De eis van een strict positieve winst wordt verantwoord door het feit dat wij in dit model verder geen rekening houden met de financiële kosten van het deelnemen aan de jobmarkt.

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

100

dit model. Ook in de praktijk bestaat een dergelijke groep werklozen. De sociale wetgeving koppelt immers het recht op een werkloosheidsuitkering aan het actief zijn op de jobmarkt. De naleving van deze regel wordt gecontroleerd (onder meer door het inschakelen van arbeidsbemiddelaars en de verplichting om te reageren op elke aanbieding afkomstig van de VDAB). Bij niet-naleving wordt (ook effectief) overgegaan tot schorsing, wat neerkomt op het verlies van de volledige uitkering. In de praktijk is het daardoor erg moeilijk een onderscheid te maken tussen echt werkzoekende en ontmoedigde (maar officieel werkzoekende) werklozen. De laatste groep beïnvloedt de gegevens over de werkloosheidsduur e.d. net zo goed als de eerste. Zij kunnen zelfs fictief zoekgedrag ontplooien om schorsing te voorkomen. e*w is het maximum van de verwachte effectieve arbeidseenheden dat een werkgever met het loon w kan aantrekken. De index w bij e*w duidt op het verband tussen de maximale e-waarde die een onderneming kan aantrekken en het loon dat zij betaalt. e*w=e*(w). Over het verloop van die functie wordt meer gezegd in sectie 3.3 en afdeling 4.

3.2

Het reservatieniveau van verwachte effectieve arbeidseenheden (erw)

Om het probleem van de werkgever met een vacature op te lossen is het nuttig enkele extra symbolen in te voeren. Een werkgever ontmoet werklozen die bereid zijn bij hem te komen werken met de intensiteit ρw. Op basis van B.5, B.6 en B.7 kan men stellen:

ρw = α P(e*w)

(32)

Omdat e*w een functie is van w, is ook ρw een functie van w. Fw(e) wordt gedefinieerd als de verdelingsfunctie van de verwachte effectieve arbeidseenheden van werklozen die bereid zijn bij een werkgever met het loon w te gaan werken. Voor de bijbehorende dichtheidsfunctie fw(e) geldt, als gevolg van B.5 en B.7: fw(e) = p(e) / P(e*w), ∀ e ≤ e*w

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt en fw(e) = 0 ∀ e> e*w

101 (33)

Het zoekprobleem van de werkgever kan opgelost worden op analoge wijze als dat van de werkloze in afdeling 2. Als een werkgever een werkloze ontmoet die bereid is bij hem te werken gaat hij na of de actuele waarde van de verwachte toekomstige winsten bij aanwerving die bij het blijven verder zoeken overtreft. De actuele waarde van de verwachte winsten bij het tewerkstellen van een werkloze met een verwacht aantal effectieve arbeidseenheden e is168: Vtw(e) = ( e - w ) / r

(34)

Deze actuele waarde is enkel positief als e > w. Enkel in dat geval kan een aanwerving voordelig zijn voor de werkgever. Zoals in vergelijking (2) geldt voor de actuele waarde van het blijven verder zoeken of de “value of vacancy search”, Vvw,169: v Vw =

ρw l 1 + rl

v t E e [ max( V w ( e ),V w )] +

(1 − ρ w l) v V w + o w (l)P(e* w )Lw 1 + rl

(35)

Hierbij is l de lengte van een korte periode in de tijd en Lw de waarde van het volgen van de optimale strategie als de werkgever meerdere aanbiedingen krijgt op hetzelfde moment. Dat laatste doet zich voor met een intensiteit ow(l), maar die mogelijkheid wordt door het nemen van de limiet feitelijk weggewerkt. Omdat de werkgever er van uitgaat dat de toestand op de arbeidsmarkt constant blijft en ook het loon constant blijft, is het optimaal een constant reservatieniveau erw van verwachte effectieve arbeidseenheden te hanteren. Enkel bij erw is Vvw=Vtw, zodat geldt: Vvw= Vtw(erw) = (erw - w)/r

(36)

Omdat er een constant reservatieniveau gehanteerd wordt blijft Vvw altijd (erw - w)/r. Het invullen van dit resultaat en de rechterzijde van (34) in (35) levert de volgende uitdrukking voor het reservatieniveau erw:

168

De bovenindex t slaat op "tewerkstelling".

169

De bovenindex v is de v van vacature: zij slaat dus op het open houden van een vacature.

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt r (1 - ρ w l) ewr - w ρ l e − w ewr - w ew - w + o w (l)P(e* w )Lw )] + = w E e [ max( , r r 1 + rl r 1 + rl r

102

(37)

Manipulatie van deze uitdrukking en het nemen van de limiet voor l → 0 levert170: r w

e = w+

e *w

ρw r

∫ (e

- e rw )f w (e)de

(38)

e = e wr

Het vervangen van ρw en fw(e) door de rechterzijde van (32) en (33) en vereenvoudiging levert: r w

e = w+

α r

e *w

∫

e=

(e - e rw )p(e)de

(39)

e rw

In de bovenstaande uitdrukking is het duidelijk dat erw een functie is van w, α, e*w en r. Hierna wordt de relatie tussen erw en e*w en w afgeleid. Voor de afleiding van het marktevenwicht zijn deze relaties cruciaal. Voor een afleiding van het effect van α verwijzen wij naar afdeling 5.

3.3

Reactie van de werkgever op een verhoging van e*w en w.

Wij tonen eerst de impact van een verhoging van het maximaal haalbare niveau van verwachte effectieve arbeidseenheden op erw. Daarna het effect van een loonsverhoging. Het gevonden resultaat geeft aanleiding tot het formuleren van propositie 2.

3.3.1

De impact van e*w op erw

Totale differentiatie van (39) naar e*w en erw levert:

170

Als gevolg van B.6 is lim ow(h)P(e*w)/l = 0 voor l → 0.

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

α d erw = d e*w

r 1+

( e*w - erw )p( e*w )

α r

( P(e ) − P(e )) * w

r w

> 0 ,∀ e*w > w

103

(40)

De afgeleide in (40) is strikt positief omdat als erw=e*w, de integraal in (39) gelijk aan nul is, zodat erw=w en dus ook e*w=w. Als gevolg van B.7 en B.8 geldt echter dat e*w > w, zodat deze situatie kan uitgesloten worden. (40) impliceert dat gegeven het loon w, een (geobserveerde) verhoging van e*w er ondubbelzinnig toe leidt dat de werkgever een hoger reservatieniveau zal hanteren. Dat stemt overeen met de intuïtie dat, ceteris paribus, werkgevers waarbij zich meer werkkrachten met een hoge verwachte productiviteit aanbieden, ook een hoger reservatieniveau zullen hanteren.

3.3.2

De impact van w op erw

De afgeleide derw/dw kan bepaald worden door (39) totaal te differentiëren naar erw en w. We willen er echter nu reeds rekening mee houden dat in het marktevenwicht e*w een functie is van w. De eerste afgeleide van e*(w) zal genoteerd worden als: ∂e*w/∂w. Het teken van deze afgeleide is nog niet vastgelegd. Differentiatie van (39) en herschrijven leren dat:

r w

1+

α

∂ * ( e*w - erw )p( e*w ) ew r ∂w

de = α dw 1 + (P( e*w ) - P( erw )) r

(41)

Omdat e*w > erw is het teken van de noemer van (41) altijd positief. Als ∂e*w/∂w ≥ 0, is de teller van (41) en dus derw/dw zeker positief. Enkel als ∂e*w/∂w < 0 en groot genoeg in absolute waarde kan derw/dw negatief worden. Het resultaat van de afleiding in (41) toont aan dat een hoger loon het reservatieniveau van e langs twee verschillende wegen beïnvloedt. Het heeft een invloed op erw via het effect op e*w, maar heeft ook een rechtstreeks effect op erw. Dat laatste effect kan men vinden door ∂e*w/∂w

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

104

gelijk aan 0 te stellen. Het rechtstreeks effect van w op erw is positief, maar kleiner dan 1 en vertoont formeel veel gelijkenissen met dat van de werkloosheidsuitkering b op het reservatieloon171. Een voorbeeld van een situatie waarbij ∂e*w/∂w=0 is die waarbij alle werklozen op een jobmarktsegment alle aangeboden banen aanvaarden. Ook in dan zijn de door de werkgevers gehanteerde standaarden een positieve functie van het betaalde loon. Dit resultaat is belangrijk genoeg om het te formuleren in de vorm van een propositie: Propositie 2:

Zelfs als dat hun niet in staat stelt werklozen met hogere verwachte effectieve arbeidseenheden aan te trekken hanteren werkgevers met hogere lonen hogere reservatieniveaus van verwachte effectieve arbeidseenheden.

Bemerk dat hier de lonen de drijvende kracht zijn achter het positieve verband tussen de aangeboden lonen en de gestelde eisen. In de literatuur172 zal men meestal een omgekeerde redenering aantreffen: werkgevers die nood hebben aan hoog gekwalificeerd personeel zijn door de competitie op de jobmarkt verplicht relatief hoge lonen te betalen. Die redenering laat echter niet toe dat er verschillen in reservatieniveaus van werkgevers bestaan op jobmarkten waar de reservatielonen geen bindende restrictie vormen. In dit vacature-zoekmodel is het bestaan van loondifferentiatie op zich voldoende voor een differentiatie van de reservatieniveaus. Het totale effect van w op het gehanteerde reservatieniveau is altijd positief als een hoger loon de onderneming in staat stelt werklozen met een hoger verwacht aantal effectieve arbeidseenheden aan te trekken. Dat laatste lijkt alvast intuïtief erg aannemelijk. In afdeling 4 zal aangetoond worden dat het ook klopt binnen het hier beschouwde model.

171

Zie uitdrukking (7). Deze gelijkenis is niet verwonderlijk, aangezien het te betalen loon voor de werkgever, zoals de uitkering voor de werkloze een verlies is dat pas geleden wordt bij de tewerkstelling.

172

Zie Mortensen (1970) voor een voorbeeld en Devine & Kiefer(1991) voor een overzicht van vacancy search.

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

4 Een

evenwichtsmodel

105

voor

een

segment van de jobmarkt In deze afdeling wordt het zoekmodel voor werkgevers en werklozen samengebracht tot een evenwichtsmodel voor een op zichzelf werkend segment van de jobmarkt. Dat laat toe de invloed na te gaan van een verhoging van de e-waarde op de aan een werkloze aangeboden lonen en op zijn uitstroomkansen uit de werkloosheid. De constructie van dit model confronteerde ons met de gevolgen van het uitgangspunt van stationariteit in de vorige afdelingen. Zij leidde tot het endogeniseren van de verdelingen P(e) en H(w), alsook van de intensiteit α en β. Het ontwikkelde model is complexer dan de voorgaande, maar het is een krachtig instrument voor het formuleren van toetsbare voorspellingen. In sectie 4.1 worden de veronderstellingen voorgesteld. Het evenwicht op de jobmarkt wordt gedefinieerd en gedeeltelijk afgeleid in de secties 4.2 en 4.3 en appendix II.4. In sectie 4.4 volgt een bespreking. In sectie 4.5 wordt ingegaan op de relatie tussen de uitstroomintensiteit en de e-waarde van een werkloze.

4.1

Veronderstellingen van het jobmarktmodel

De veronderstellingen van het jobmarktmodel zijn: C.1) De veronderstellingen A.1 tot A.10 en B1 tot B.7 gaan op voor alle werklozen en voor alle werkgevers met een vacature en een voorafbepaald verschillend loon. C.2) Het model betreft een jobmarktsegment waar een vraag naar en een aanbod van gelijksoortige banen bestaat. Met gelijksoortig wordt bedoeld dat het aantal verwachte effectieve arbeidseenheden van dezelfde werkzoekende niet verschilt tussen de banen. C.3) Werklozen zijn enkel actief op dit jobmarktsegment. Werkgevers zijn (voor banen met een andere inhoud) actief op meerdere jobmarktsegmenten, maar zonder implicaties voor hun

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

106

zoekgedrag op dit segment. De beslissing tot het plaatsen van een vacature is reeds genomen. C.4) Wij voeren een aantal nieuwe variabelen in. Dat zijn de stock van openstaande vacatures V en het totaal aantal werklozen U, de instroom van vacatures met loon w, m(w) en die van werklozen van type e, n(e). Deze variabelen zijn exogeen. Wel wordt opgelegd dat de totale instroom van vacatures gelijk is aan de totale instroom van werklozen. C.5) Wij beschouwen enkel de situatie binnen een stationair jobmarktevenwicht. In C.1 worden de veronderstellingen A.11 en B.8 niet meer vermeld. Het bestaan van een loon met de eigenschappen van w*ij (A.11) en een niveau van verwachte effectieve arbeidseenheden met de eigenschappen van e*w (B.8) hoeft niet langer als een hypothese geformuleerd te worden. Wij bewijzen verder dat w*ij en e*w bestaan onder de veronderstellingen C.1 tot C.5. Vanaf nu kunnen enkel verschillen in e-waarde tussen werklozen leiden tot individuele verschillen in w*ij en wrij. Dat werd nog niet verondersteld in afdeling 2

173

. w*ij en wrij kunnen nu geschreven

worden als w*e en wre. Dat is het spiegelbeeld van de in afdeling 3 ingevoerde notatie van e*w en erw. Werklozen verschillen enkel in hun realisatie van e, werkgevers enkel in hun aangeboden loon. Daardoor kan ook τij geschreven worden als τe. Ook de veronderstellingen C.2 en C.3 zijn belangrijk. De gelijksoortigheid van de banen impliceert dat één werkloze dezelfde e-waarde heeft bij iedere werkgever op de jobmarkt. De veronderstelling dat werklozen enkel op deze jobmarkt actief zijn, in combinatie met C.1, leidt er toe dat zij zich identiek gedragen zodra hun w*e dezelfde is. Veronderstelling C.2 zou triviaal zijn als zij niet gecombineerd werd met veronderstelling C.3. Als men het betrokken segment steeds kleiner maakt naar jobinhoud toe, moet veronderstelling 2 uiteindelijk volledig opgaan. Veronderstelling 3 zegt echter dat dit op zo'n wijze moet gebeuren dat slechts weinig van de betrokken werklozen tegelijkertijd ook op andere segmenten zoeken. De normale interpretatie van het model is dat de segmenten slaan op beroepsgroepen. Alleen binnen een beroepsgroep is het redelijk te stellen dat de inschatting van de productiviteit van dezelfde persoon door verschillende werkgevers ongeveer gelijk is en dat tegelijk de meeste werkzoekenden enkel in het segment van hun beroepsgroep actief zijn. In een bijzondere 173

De w*ij’s konden daar ook verschillen bijvoorbeeld als gevolg van discriminatie op basis van racistische preferenties. Wij veronderstelden wel reeds dat andere factoren die een invloed hebben op het zoekgedrag, zoals

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

107

interpretatie kan men het model echter van toepassing verklaren voor de gehele jobmarkt. Veronderstelling C.3 is dan automatisch vervuld, maar dat geldt niet voor veronderstelling C.2. Deze interpretatie is echter zinvol als men de bedoeling heeft de effecten van algemene aspecten van menselijk kapitaal op de uitstroomintensiteit na te gaan. Voorbeelden van algemene aspecten van menselijk kapitaal zijn het opleidingsniveau en (in zekere mate) taalkennis en IQ. De dichtheid van de vacatures met loon w, h(w), en de dichtheidsfunctie van werklozen van type e, p(e), evenals α en β worden in dit evenwichtsmodel endogeen. De exogenen die daarvoor in de plaats komen worden opgesomd in C.4. Deze stap is mede het gevolg van het expliciteren van de voorwaarden voor stationariteit van de voorraadvariabelen h(w) en p(e). Bedenk dat de beslissing tot het openstellen van een vacature en die om als werkloze te zoeken op dit jobmarktsegment exogeen is. Daarom is het meer voor de hand liggend om de instroom van nieuwe vacatures en werklozen exogeen te houden en de daaruit resulterende verdeling van werklozen en openstaande vacatures endogeen te maken. Wel wordt het totaal aantal openstaande vacatures V en de totale stock van werklozen U exogeen gehouden. Het exogeen houden van die variabelen maakt het mogelijk α en β endogeen te maken (zie verder). Bovendien gaat de aandacht zo uitsluitend naar de bepaling van de verdeling van de werkloosheid (en de uitstroomintensiteit eruit) over e-waarden en naar de verdeling van de openstaande vacatures (en de intensiteit waarmee zij vervuld raken) over de lonen. Dat was de hoofdbedoeling bij het opzetten van dit model. In C.5 wordt tenslotte aangegeven dat wij hier enkel de situatie bespreken in het geval de jobmarkt een “stationair evenwicht” bereikt heeft. In de volgende sectie wordt uiteengezet wat daarmee bedoeld wordt en onder welke voorwaarden hieraan voldaan is.

de werkloosheidsuitkering b en de intrestvoet r, niet verschillen tussen werklozen.

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

4.2

108

Voorwaarden voor een evenwicht op een op zichzelf werkend jobmarktsegment

Wij geven de volgende definitie voor een stationair evenwicht:

In een stationair evenwicht op een jobmarktsegment: 1. Is het aantal openstaande vacatures met loon w en het aantal werklozen met verwachte effectieve arbeidseenheden e constant over de tijd. 2. Hanteren alle werklozen een voor hen optimaal reservatieloon wre en alle werkgevers een voor hen optimaal reservatieniveau erw gegeven de reservatielonen en -niveaus gehanteerd door alle andere werklozen en werkgevers. 3. Is, per tijdseenheid, het totaal aantal ontmoetingen van werkgevers met werklozen gelijk aan het totaal aantal ontmoetingen van werklozen met werkgevers

In deze sectie stellen wij het jobmarktevenwicht voor als een (niet lineair) stelsel van 10 relaties en 10 onbekenden. Aangezien de onbekenden vaak functies zijn moet achter de toegekende nummering niet meer gezocht worden dan een heuristisch hulpmiddel. Wij bespreken eerst de relaties die volgen uit de in punt 1 opgelegde stationariteit van de jobmarkt. Daarna de relaties die volgen uit punt 2. Tenslotte bespreken wij de belangrijke relatie die volgt uit punt 3. De resultaten in afdeling 2 en 3 werden afgeleid uitgaande van een stationaire jobmarkt. De voorwaarden daarvoor worden nu expliciet opgelegd. Stationariteit impliceert dat, per e-waarde, de uitstroom gelijk is aan de instroom van nieuwe werklozen en dat de instroom van nieuwe vacatures met loon w gelijk is aan het aantal opgevulde vacatures met loon w. Het aantal werklozen van type e op moment t is gelijk aan pt(e)Ut. Het aantal opstaande vacatures van type w op moment t is gelijk aan ht(w)Vt. Met τt(e) de uitstroomintensiteit voor een werkloze van type e en υt(w) de intensiteit waarmee een vacature van type w opgevuld raakt, kan de evenwichtsvoorwaarde onder punt 1 geschreven worden als174:

∀e : ( pt (e)U t )° = nt (e) − τ t (e) pt (e)U t = 0 174

Het symbool ° wijst op de verandering in wat tussen haakjes staat.

(42)

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

109

∀w : (ht ( w)Vt )° = mt ( w) − υ t ( w)ht ( w)Vt = 0

(43)

Met nt(e) het aantal (of de absolute frequentie van) nieuwe werklozen van type e op moment t, en mt(w) het aantal nieuwe vacatures van type w op moment t. nt(e) en mt(w) zijn, evenals Ut en Vt exogeen en constant. τt(e), υt(w), pt(e), ht(w) zijn endogeen. Wij beweren niet dat er in alle omstandigheden een stationair jobmarktevenwicht kan bereikt worden. Als er niet voldaan is aan het laatste gelijkheidsteken in (42) en (43), dan neemt het aantal openstaande vacatures van type w ht(w)Vt en het aantal werklozen van type e pt(e)Ut toe zoals aangegeven door het eerste gelijkheidsteken. Wij veronderstellen verder dat er wel degelijk een stationair evenwicht bereikt werd, en formuleren de eerste orde voorwaarden en identiteiten die gelden binnen dat evenwicht175. Omdat alle variabelen constant zijn eens een evenwicht bereikt is worden de tindices verder weggelaten. Zoals gezegd zijn τ(e) en υ(w) endogeen. Zij worden gegeven door de volgende identiteiten:

∀e: τ(e)=β(H(w*e)-H(wre))

(44)

∀w: υ(w)=α(P(e*w)-P(erw))

(45)

Uitdrukking (44) geeft de uitstroomintensiteit uit de werkloosheid en volgt rechtstreeks uit (25). (45) geeft de overeenstemmende uitdrukking voor de intensiteit waarmee vacatures opgevuld raken. Zoals relaties (42) en (43) gaan (44) en (45) op voor alle e, resp. w-waarden. Na substitutie van (44) en (45) in (42) en (43) en het weglaten van de t-indices, worden de stationariteitsvoorwaarden onder punt 1 samengevat door de uitdrukkingen:

∀e: n(e)- β(H(w*e)-H(wre))p(e)U=0

(46)

∀w:m(w)- α(P(e*w)-P(erw))h(w)V=0

(47)

In (46) en (47) worden feitelijk evenveel relaties vastgelegd als er e en w waarden zijn. Nu moet er rekening mee gehouden worden dat p(e) en h(w) dichtheidsfuncties zijn, waarvoor geldt: 175

In sectie 4.3 bespreken wij wel de situatie van de groep werklozen zonder uitstroomkansen, waarvoor (42) niet opgaat, zonder dat daardoor het stationair evenwicht voor de werklozen met hogere e-waarden wijzigt.

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt emax

110

e

∫ p(e)de = 1

en

P ( e) =

e = emin

∫ p( x)dx

(48)

x = emin

wmax

w

∫ h(w)dw = 1

en

H ( w) =

w = wmin

∫ h( y)dy

(49)

y = wmin

Zodra p(e) en h(w) vastliggen, liggen ook P(e) en H(w) vast. Bovendien moeten de p(e)’s en de h(w)’s sommeren tot één. Daardoor zijn de (endogene) uitdrukkingen (H(w*e)-H(wre))p(e) en (P(e*w)-P(erw))h(w) op zich niet voldoende om er voor te zorgen dat voldaan is aan stationariteit. Door de eerste voorwaarde in (48) en (49) is telkens één extra endogene variabele nodig176. Als U en V exogeen zijn, worden dat α en β177. Naast α en β, zijn uiteraard ook de reservatielonen en niveau’s en de maximaal haalbare lonen en niveau’s in (46) en (47) endogeen. Hieronder geven wij de 4 relaties op basis waarvan w*e, wre, e*w en erw, als zij bestaan178, kunnen bepaald worden:

r e

∀e : w = b +

r w

β

∀w : e = w +

r

α r

w* e

∫

(w - wer )h(w)dw

(50)

(e - erw )p(e)de

(51)

w= wer

e* w

∫

e=e rw

∀e: w*e=min (wmax, hoogste w waarvoor erw ≤ e)

(52)

∀w: e*w=min (emax, hoogste e waarvoor wre ≤ w)

(53)

176

Waarom dat zo is wordt geïllustreerd in appendix II.5, waar het aantal mogelijke e- en w-waarden beperkt werd tot 2, zodat de integralen van (48) en (59) sommen worden. Ook als e en w alle mogelijke waarden kunnen aannemen, zijn (48) en (49) extra voorwaarden die er voor zorgen dat hetzij α en β, hetzij V en U endogeen moeten zijn om het opgaan van (46) en (47) mogelijk te maken.

177

Het is meer in overeenstemming met de werkelijkheid om U en V exogeen te houden en α en β endogeen. De redenering is dat een lagere verhouding U/V er toe leidt dat individuele werklozen meer werkgevers ontmoeten en individuele werkgevers minder werklozen en niet omgekeerd. Technisch gezien is het echter evengoed mogelijk om α en β exogeen te maken en het model de totale stock aan werklozen en vacatures te laten bepalen. Het is zelfs mogelijk om α en U exogeen te maken en β en V endogeen, of omgekeerd. 178

Het bewijs van hun bestaan wordt gegeven in de volgende sectie.

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

111

De eerste twee relaties volgen rechtstreeks uit (23) en (39). Het zijn de eerste orde voorwaarden voor het maximaliseren van de zoekwaarde voor de werkloze en de werkgever. De relaties in (52) en (53) volgen uit het samenbrengen van het zoekmodel van werklozen met dat voor werkgevers met een vacature. (52) drukt uit dat w*e gegeven wordt door hetzij wmax (als alle werkgevers deze werkloze willen aanwerven), hetzij de werkgever met het hoogste loon die deze werkloze wil aanwerven. Relatie (53) zegt dat e*w gegeven wordt door hetzij emax, hetzij de e-waarde van de werkloze met de hoogste e-waarde die bereid is voor het door die werkgever aangeboden loon te werken. In afdeling 2 en 3 werd aangetoond dat, gegeven β en H(w), wre een functie is van w*e en dat, gegeven α en P(e), erw een functie is van e*w, als w*e en e*w bestaan. Wij kunnen onmiddellijk stellen dat w*e en e*w een functie moeten zijn van e en w (wat één beeld vereist) omdat, gegeven hun definitie (in A.11 en B.8), als zij bestaan, zij zeker uniek zijn voor elke werkzoekende. Daaruit volgt dat ook wre en erw een functie zijn van respectievelijk e en w. Daardoor kan gesteld worden dat w*e=w*(e), wre=wr(e), e*w=e*(w) en erw=er(w). Op basis van de relaties in (46) tot (53) kunnen de endogene variabelen en functies α, β, h(w), p(e), w*(e), wr(e), e*(w), er(w) vastgelegd worden179. Via de identiteiten in (44) en (45) liggen daarmee ook τ(e) en υ(w) vast. De relaties (46) tot (53) drukken de voorwaarden uit van stationariteit en die van een optimale bepaling van reservatielonen en niveaus door werklozen en werkgevers. Toch zijn zij onvoldoende om ook echt te garanderen dat er een evenwicht bereikt werd. In het jobmarktevenwicht moet het namelijk zo zijn dat, per tijdseenheid, het totaal aantal ontmoetingen van alle werkgevers met een werkloze, gelijk is aan het totaal aantal ontmoetingen van alle werklozen met een werkgever. Dat werd tot nu toe nog niet opgelegd. Het aantal keren dat werkgevers werklozen ontmoeten is per tijdseenheid gelijk aan αV. Het aantal keren dat werklozen werkgevers ontmoeten is per tijdseenheid gelijk aan

βU. α en β mogen verschillen, maar in het algemeen moet gelden:

179

Deze 8 relaties leggen 8 onbekenden vast. Aangezien, behalve α en β, alle onbekenden functies zijn, moet het feitelijke aantal bij 6 van deze relaties en onbekenden vermenigvuldigd worden met het aantal waarden dat e en w kunnen aannemen. Door de niet lineariteit van (46), (47), (50) en (51) is de gelijkheid van het aantal relaties met het aantal “onbekenden” bovendien nog geen garantie voor het bereiken van een evenwicht.

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

αV=βU

112 (54)

De gelijkheid van αV en βU heeft, in combinatie met (46) en (47), de niet geringe implicatie dat n(e)/[(H(w*e)-H(wre))p(e)]=m(w)/[(P(e*w)-P(erw))h(w)], ∀w,e. Als n(e) en m(w) willekeurig zijn, legt dat een bijkomende voorwaarde op de endogene variabelen, die er meestal toe leidt dat er geen stationair evenwicht bestaat. Dit probleem kan opgelost worden door één eenvoudige restrictie op te leggen aan de instroom van vacatures en werklozen. Die restrictie is dat de totale instroom van vacatures gelijk is aan de totale instroom van werklozen, of: emax

wmax

e = emin

w = wmin

∫ n(e)de =

∫ m(w)dw

(55)

Als aan (55) voldaan is leidt het vervullen van de voorwaarden van stationariteit onder (46) en (47) tegelijkertijd tot een evenwicht op de jobmarkt. Het zou intuïtief duidelijk moeten zijn dat er moeilijk sprake kan zijn van een stationair evenwicht als de totale instroom van vacatures verschilt van de totale instroom van werklozen. In appendix II.5 wordt met een voorbeeld van een stationair jobmarktevenwicht aangetoond dat als men (55) oplegt aan de instroom, tegelijk voldaan is aan (46) –(47) en (54). Met het opleggen van de restrictie in (55) erkennen wij dat ons jobmarktmodel zélf niet tegelijkertijd voor evenwicht (relatie (54)) en stationariteit (relaties (46) en (47)) zorgt. Daarvoor is het afhankelijk van de exogeen gehouden beslissing tot het plaatsen van vacatures door werkgevers en de beslissing om deel te nemen aan de jobmarkt door werklozen. Als de instroom van vacatures niet gelijk is aan die van werklozen dan moet de hypothese van stationariteit opgegeven worden. In geen geval kan geraakt worden aan de voorwaarde in (54). Zonder stationariteit kan echter niet meer gewerkt worden met de relaties (50) en (51), vervallen de resultaten van de vorige afdelingen, en moeten de verwachtingen van de economische agenten geëxpliciteerd worden. Het opleggen van (55) vermijdt deze complicaties. Bemerk tenslotte dat met het opleggen van stationariteit nog niet opgelegd werd welk soort evenwicht bereikt werd. Dat kan er één zijn met een hoge U en lage V of één met een lage U en hoge V. Beide evenwichten hebben erg verschillende implicaties voor onder meer α en β en de relatie τ(e) en

υ(w). Hierop wordt verder ingegaan in afdeling 5.

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

113

Het is onmogelijk om een algemene oplossing (in de zin van een herleide vorm) van het hierboven geschetste model te geven. Door de aanwezigheid van de niet lineaire relaties (46), (47) en vooral (50) en (51) is het ook niet gegarandeerd dat er altijd een stationair evenwicht bestaat. Bovendien is het afleiden van het evenwicht complex. Dat blijkt ook in een vereenvoudigd voorbeeld, waar e en w elk slechts twee waarden kunnen aannemen, uitgewerkt in appendix II.5. De w*e van de werklozen met de laagste e-waarde is er nooit hoger dan het maximaal haalbaar loon van de werklozen met de hoogste e-waarde. Ondanks het niet bestaan van een algemene oplossing kan deze conclusie veralgemeend worden. Dat gebeurt in de secties 4.3, waar ingegaan wordt op het verloop van de functies w*(e), wr(e), e*(w) en er(w). In sectie 4.5 worden de gevolgen daarvan voor de uitstroomintensiteit uit de werkloosheid bekeken.

4.3

Eigenschappen van het evenwicht op een jobmarktsegment

In deze sectie wordt het bestaan van w*(e), wr(e), e*(w), er(w) aangetoond en wordt een propositie geformuleerd over hun verloop binnen een stationair jobmarktevenwicht. Daarbij wordt niet uitgegaan van het volledige model beschreven door (46) tot (54), maar enkel van de relaties (50) tot (53). h(w), p(e), α en β worden daarbij constant gehouden. Wij weten dat er een interactie is tussen deze vergelijkingen en de functies w*(e), wr(e), e*(w), er(w). Elk stationair jobmarktevenwicht legt echter een functie h(w) en p(e) en een α en β vast. Als men iets kan zeggen over het verloop van w*(e), wr(e), e*(w), er(w) dat opgaat bij alle mogelijke h(w), p(e), α en β, dan gaat het ook op binnen een jobmarktevenwicht. In sectie 4.3.1 wordt een hulpstelling geformuleerd over het bestaan van w*e en e*w. In sectie 4.3.2 wordt een eerste propositie over het jobmarktevenwicht geformuleerd. Het bewijs van de hulpstelling en propositie 3 wordt gegeven in appendix II.4. In sectie 4.3.3 wordt het marktevenwicht geïllustreerd.

4.3.1

Het bestaan van w*e en e*w

Wij formuleren de volgende hulpstelling :

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

114

lemma 1:

(1) Als werkgevers alleen verschillen in w, enkel geven om e, en er(w) een niet dalende functie is, dan bestaat er ∀ werklozen die banen aangeboden krijgen een w*e, met wmin ≤ w*e ≤ wmax . (2) Als werklozen alleen verschillen in e, enkel geven om w, en wr(e) een niet dalende functie is, dan bestaat er∀ werkgevers waarbij sommige werklozen bereid zijn te werken een e*w, waarbij emin ≤ e*w ≤ emax . Lemma 1 legt vast onder welke voorwaarden er een maximaal loon w*e met de eigenschappen van A.11 bestaat en onder welke voorwaarden er een maximumniveau van effectieve arbeidseenheden e*w met de eigenschappen van B.8 bestaat. Bemerk dat als w*e en e*w bestaan, zij uniek zijn. Voor elke werkloze kan er immers maar één loon zijn waarvoor geldt dat alle werkgevers met een lager loon bereid zijn hem aan te werven, terwijl geen enkele van de werkgevers met een hoger loon bereid is dat te doen. Een gelijksoortige redenering geldt voor e*w.Wij geven eerst het bewijs en bespreken daarna het resultaat. Voor het bewijs van lemma 1 verwijzen wij naar appendix II.4. Bespreking De eerste 4 voorwaarden in lemma 1 zijn dat de werkgevers enkel geven om het verwachte niveau van effectieve arbeidseenheden en enkel verschillen in w en dat de werknemers enkel geven om het loon en enkel verschillen in e. Aan die voorwaarden wordt rechtstreeks voldaan dankzij de assumpties B.1 tot B.7 en A.1 tot A.10. De voorwaarde dat er(w) en wr(e) niet-dalende functies zijn werd nergens opgelegd. Wel werd in (41) aangetoond dat ∂e*w/∂w ≥ 0 een voldoende voorwaarde is opdat derw/dw > 0. Of hieraan voldaan is hangt af van de eigenschappen van w*(e) en e*(w) in het jobmarktevenwicht. Dat wordt afgeleid in het volgende gedeelte. Daar wordt er eerst van uitgegaan dat w*e en e*w bestaan, waarna nagegaan wordt of de eigenschappen van het marktevenwicht consistent zijn met de bovenstaande voorwaarden. Dat dit het geval is wordt beschreven in propositie 3.

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

4.3.2

115

Het verloop van de functies w*(e), wr(e), e*(w) en er(w) in het marktevenwicht

In de onderstaande propositie wordt echter wel een belangrijke eigenschap vastgelegd waaraan de functies e*(w), er(w), w*(e) en wr(e) voldoen in een stationair jobmarktevenwicht, waar h(w), p(e), α en β automatisch constant zijn. Propositie 3:

In een stationair jobmarktevenwicht zijn w*(e) en wr(e) continue en niet-dalende functies van e en is e*(w) een niet dalende en er(w) een strikt stijgende functie van w.

In combinatie met lemma 1 impliceert propositie 3 dat w*e en e*w bestaan. Bemerk dat van w*(e) en wr(e) gesteld wordt dat zij een continu verloop kennen180, wat het bestaan van discrete sprongen uitsluit, maar er wordt niet gesteld dat zij altijd een stijgende functie zijn van e. Er kunnen dus vlakke stukken optreden in de functies w*(e) en wr(e). Dat kan ook in de functie e*(w). Van er(w) wordt gesteld dat zij een strikt stijgend verloop heeft. e*(w), noch er(w) hebben een monotoon verloop, wat het bestaan van discontinue sprongen toelaat. Bewijs van propositie 3 Het bewijzen van propositie 3 komt neer op het zoeken van het verloop (de tekens van de eerste afgeleiden en de continuïteit) van e*(w), er(w), w*(e) en wr(e) op basis van de relaties (50) tot (53). Daarbij wordt uitgegaan van gegeven en willekeurige α en β, h(w) en p(e). Het bepalen van het teken van de eerste afgeleide van e*(w), er(w) w*(e) en wr(e) voor alle mogelijke h(w), p(e), α en β is, wegens de specifieke aard van de relaties (50) tot (53) geen standaard probleem. Bij de oplossing werd gebruik gemaakt van de afgeleiden berekend in de afdelingen 2 en 3. De volledige afleiding is niet complex maar wel omslachtig en werd daarom weergegeven in appendix II.4. De bewijsvoering wordt er aangevuld met een aantal grafische voorstellingen van jobmarktevenwichten.

180

Die continuïteit geldt uiteraard enkel voor de e-waarden die bestaan, wat impliceert dat er werklozen van dat type instromen of n(e)> 0.

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

116

In de volgende sectie worden een aantal andere eigenschappen van het jobmarktevenwicht besproken, uitgaande van een dergelijke grafische voorstelling.

4.3.3

Andere eigenschappen van het jobmarktevenwicht

Naast propositie 3 zijn de meest opmerkelijke resultaten van de afleiding van het verloop van e*(w), er(w) w*(e) en wr(e) in een stationair jobmarktevenwicht (zie appendix II.4), dat: 1. De functies w*(e) en wr(e) vlakke stukken bevatten 2. De functies e*(e) en er(w) discontinue sprongen maken 3. Het opgeloste (deel)model recursief is 4. Er in het evenwicht werklozen kunnen zijn zonder uitstroomkansen De drie eerste van deze eigenschappen van het jobmarktevenwicht kunnen geïllustreerd worden aan de hand van figuur 2.3. Dat is de voorstelling van de functies e*(w), er(w), w*(e) en wr(e) in de meest uitgebreide evenwichtssituatie behandeld in appendix II.4. De verticale as geeft het aangeboden loon weer. Op de horizontale assen staat telkens het verwacht aantal effectieve arbeidseenheden e (een afwijking van de oorsprong is een toename). De rechterhelft van de figuur geeft de functies w*(e) en wr(e), de linkerhelft e*(w) en er(w).

Figuur 2.3: Een jobmarktevenwicht met wr2>wmin en er2> emin

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

117

Een blik op de figuur leert dat er inderdaad vlakke stukken voorkomen in de functies w*(e) en wr(e) en dat de functies e*(w) en er(w) discontinue sprongen maken. Het is niet zo moeilijk te begrijpen waarom dat zo is. Voor de werkgevers met het loon w=wmax is e*w gelijk aan emax. Analoog hiermee is w*e voor de werkloze met e=emax gelijk aan wmax. De werkgever met het hoogste loon hanteert het reservatieniveau er1. De werkloze met de hoogste e-waarde heeft het reservatieloon wr1. er1 en wr1 worden, gegeven h(w), p(e), α en β, volledig autonoom bepaald: de reservatieniveaus en -lonen van andere werkgevers en werklozen zijn niet van belang. Aangezien er1 < emax, is er een groep werklozen met e >er1 die het hoogste loon aangeboden krijgt. Al deze werklozen hanteren hetzelfde reservatieloon, aangezien zij enkel op dit jobmarktsegment actief zijn en dezelfde b-waarde hebben. Dat is de verklaring van het bovenste vlakke stukje in w*(e) en wr(e). De discontinue sprong naar beneden in de functie e*(w) als de lonen dalen beneden wr1 wordt verklaard door het feit dat eens de lonen lager zijn dan wr1, geen van de werklozen met een e-waarde tussen er1 en emax nog bereid is bij de betreffende werkgever te werken. De verdere vlakke stukken en discontinue sprongen aan de rechter en linkerzijde van figuur 2.3 volgen uit het recursieve karakter van het beschouwde partiële evenwicht181. Het reservatieloon

181

Wij beschouwen hier immers enkel het evenwicht van de relaties (50) tot (53).

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

118

gehanteerd door één groep werklozen bepaalt het maximaal haalbare loon voor een andere met lagere e-waarden. Zo is wr1 tegelijkertijd het reservatieloon voor werklozen met e tussen er1 en emax en het maximaal haalbaar loon voor werklozen met e tussen er2 en er3. wr2 is het reservatieloon voor werklozen met e tussen er2 en er3 en het maximaal haalbaar loon voor werklozen met e tussen er4 en er5. Een gelijkaardig effect speelt bij werkgevers. er1 is het reservatieniveau voor de werkgever met het loon wmax en de maximaal haalbare e voor de werkgever met het loon net onder wr1. er3 is het reservatieniveau voor de werkgever met w net onder wr1 en het maximaal haalbare loon voor werkgevers met w net onder wr2. Ook bij de gehelde en continue stukken van de functies w*(e) en e*(w) zijn de maximaal haalbare lonen /niveaus tevens de reservatielonen /niveaus van een groep werklozen /werkgevers met hogere e of w-waarde. Het spiegelen van een bindend en geheld stukje van er(w) naar rechts geeft een nieuw stukje w*(e)

182

. Als men het daaruit afgeleide stukje van wr(e) terug naar de

linkerhelft van de figuur spiegelt heeft men een nieuw stukje van e*(w). Dit resultaat is conform de verdringingshypothese. De groep met de laagste e-waarden komt enkel in aanmerking voor de banen die een beter geplaatste groep niet aanvaardt. Figuur 2.3 is geen voorbeeld van een evenwicht met werklozen zonder uitstroomkansen. De werklozen met e=emin hebben er nog steeds een w*e ≥ wmin. Voor een voorbeeld van een evenwicht met permanente werklozen verwijzen wij naar de figuren A.II.3 en A.II.6 in appendix II.4. Dat er werklozen zonder uitstroomkansen kunnen zijn in het jobmarktevenwicht, is mogelijk in conflict met de stationariteitsvoorwaarden in (46) en (47). Hierop wordt verder ingegaan in sectie 4.4.3.

4.4

Bespreking van het jobmarktevenwicht

Met propositie 3 werd aangetoond dat er in het evenwicht op de jobmarkt een niet dalend 182

Spiegelen naar links of naar rechts komt algebraïsch overeen met het nemen van de inverse functie (zie appendix II.4). Dat er gehelde stukken voorkomen in (achtereenvolgens) de functies er(w), w*(e), wr(e) en w*(e) is uitsluitend te danken aan de eigenschap in propositie 2 dat werkgevers met een hoger loon ook een hoger reservatieniveau hanteren als hun e*w daardoor niet wijzigt.

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

119

verband bestaat tussen de hoogte van de aangeboden lonen en het verwacht aantal effectieve arbeidseenheden van een werkloze. Dat resultaat werd bereikt zonder de veronderstelling dat werkgevers de aangeboden lonen aanpassen aan de individuele kenmerken van de werkloze. Er werd daarentegen uitgegaan van de veronderstelling dat de lonen ondernemingsspecifiek zijn en reeds vastliggen op het moment dat een vacature geopend wordt. Dat is een wenselijke eigenschap voor ons jobmarktmodel in het licht van recente empirische evidentie. Zo vinden Van den Berg, Gautier, van Ours en Ridder (1998) dat binnen dezelfde

onderneming werknemers met een relatief hoge opleiding ongeveer evenveel verdienen als hun lager geschoolde collega ’s in banen met een gelijke complexiteit. In een regressie op basis van dezelfde gegevens waarbij niet gecorrigeerd werd voor ondernemingsspecifieke effecten vonden zij het meer klassieke positieve verband tussen het aantal jaren scholing en het loon. Zij besluiten dat werknemers met een relatief hoge scholingsgraad er beter in slagen zichzelf te laten selecteren in ondernemingen met hoge lonen. Dat is precies de voorspelling van ons jobmarktmodel. Beschouw nu het precieze verloop van de functie w*(e). Die heeft één of meerdere strikt stijgende gedeelten zodra sommige werkgevers bindende reservatieniveaus hanteren (zie appendix II.4). Dat laatste is een voorwaarde die allicht vervuld is in de meeste jobmarktsegmenten: in het andere geval aanvaardt iedere werkgever elke werkloze die zich aanbiedt. De vlakke stukken in w*(e) en wr(e) zijn op zich verantwoordelijk voor de discontinuïteiten in de functies e*(w) en er(w). Deze vlakke stukken en discontinue sprongen kunnen gerelativeerd worden als men bepaalde hypothesen versoepelt. Toch kan aan allebei een theoretische interpretatie gegeven worden. Dit gebeurt in de secties 4.4.1 en 4.4.2. In sectie 4.4.3 wordt ingegaan op de implicaties van het bestaan van een groep werklozen zonder uitstroomkansen voor de stationariteit van het jobmarktevenwicht.

4.4.1

Vlakke stukken in de functies w*(e) en wr(e).

De dieperliggende oorzaak van het vlakke stuk waarmee de functie w*(e), vertrekkend van e=emax, begint, is het uitsluiten van individuele onderhandelingen over de lonen. Omdat werkgevers het loon niet laten differentiëren volgens het individu gelden voor alle werklozen die

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

120

in aanmerking komen voor de werkgever met het hoogste loon, dezelfde mogelijkheden op dit jobmarktsegment. Dat leidt er ook toe dat zij hetzelfde reservatieloon hanteren. Het versoepelen van de andere veronderstellingen van het model laat niet toe het bestaan van een gebied waar een verhoging van e geen gunstig effect heeft op de verdeling van de aangeboden lonen, uit te sluiten. Men kan bijvoorbeeld afstappen van de veronderstelling dat werklozen met dezelfde e-waarde hetzelfde reservatieloon hanteren. Er zijn nu eenmaal verschillen wat betreft werklozensteun (b), tijdsvoorkeur (belichaamd in de discontovoet r), voorkeur voor vrije tijd of inkomen uit vermogen183. Het inbrengen van een dergelijke heterogeniteit onder werklozen heeft geen direct effect op de functie w*(e)184, maar zorgt er wel voor dat er niet langer een exacte functie wr(e) bestaat. Gezien w*(e) nog steeds een vlak stuk (bovenaan) kan hebben, is het best mogelijk dat voor de werklozen met overeenstemmende e-waarden het gemiddelde reservatieloon niet varieert in functie van e. Dat resultaat wordt enkel verworpen als er om een externe reden een positief verband bestaat tussen de e-waarde en karakteristieken die op zich leiden tot hogere reservatielonen. Het bestaan van zo ’n extern verband is niet uitgesloten. Werkloosheidsuitkeringen verschillen bijvoorbeeld in functie van het eerder verdiende loon en de duur van de vroegere tewerkstelling. Als het eerder verdiende loon en de duur van de vroegere tewerkstelling positief gecorreleerd zijn met de verwachte productiviteit185, is er een positieve correlatie tussen e en b, waardoor het reservatieloon stijgt met e ondanks het constant blijven van w*(e). Heterogeniteit kan ook ingevoerd worden aan de zijde van de werkgevers. Zo leiden verschillen in bedrijfsspecifieke opleidingskosten tot verschillen in reservatieniveaus van werkgevers (zie hoofdstuk 3). In een dergelijke situatie kan een werkloze bij de ene werkgever aangeworven worden, terwijl er ook werkgevers zijn met een lager loon die weigeren hem aan te werven. Er is dan niet langer voldaan aan de voorwaarde voor het bestaan van w*e. Ook in die situatie kan echter niet uitgesloten worden dat er op het jobmarktsegment werkzoekenden zijn met een andere waarde van e en toch dezelfde mogelijkheden op de jobmarkt. 183

Deze laatste twee werden niet expliciet betrokken bij onze afleiding van de reservatielonen van een werkloze. Men kan aannemen dat zij beide een positief effect uitoefenen op de gehanteerde reservatielonen.

184

Althans niet voor de werklozen met de hoogste waarden van e.

185

Zo speelt onder meer het effect van de ervaring.

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

121

De kans op het ontstaan van een dergelijke situatie is des te groter naarmate er minder (types) werkgevers actief zijn op het betrokken jobmarktsegment. Stel dat er op een jobmarktsegment maar twee (types) werkgevers actief zijn, één met het loon w1>w2 en één met het loon w2. Er komen dus enkel nieuwe vacatures binnen met een loon w1 of met een loon w2, voor alle andere w’s is m(w)=0. In dat geval is het maximaal haalbare loon voor alle werkzoekenden met e ≥ er1 het loon w1. Alle andere werklozen kunnen enkel aanspraak maken op het loon w2. In het geval van een monopsonistische werkgever hebben de individuele werkzoekenden geen mogelijkheid om een hogere productiviteit te laten resulteren in een hoger loon. Voorbeelden van jobmarkten met monopsonistische kenmerken zijn de jobmarkten in rurale gebieden in ontwikkelingslanden. Ook de jobmarkten voor arbeiders in de zware industrie in rijke landen en stedelijke gebieden in ontwikkelingslanden zijn een voorbeeld. De locale jobmarkten voor arbeiders in sectoren als de mijnbouw, staalindustrie en scheepsbouw zijn meestal volledig gedomineerd door een erg klein aantal ondernemingen. De relatief hoge lonen die toch uitbetaald worden door dergelijke ondernemingen186 kunnen gezien worden als een instrument voor het behouden van een arbeidsreserve, te gebruiken bij een gunstige conjunctuur. Door de hoge lonen is het voordelig voor werklozen met ervaring in deze sector of met de gepaste scholing om te blijven zoeken op dit jobmarktsegment, ondanks een lange werkloosheidsduur. De vlakke stukken in w*(e) kunnen geïnterpreteerd worden als een imperfectie van de jobmarkt. Statisch is er geen inefficiëntie: het is irrelevant wie profiteert van verschillen in e. Als de vaardigheden die aan de basis liggen van de e-waarden echter moeten verworven worden of als werklozen investeringen moeten doen om hun e-waarden te behouden, dan vormen vlakke stukken in w*(e) wel een bron van inefficiëntie187.

186

In tabel 1.6 werden cijfers gegeven voor het arrondissement Antwerpen die aangeven dat arbeiders meer verdienen binnen industriële sectoren dan binnen andere sectoren. Het verschil met de beloning in de dienstensector is erg groot bij Turken, Marokkanen en Italianen, wat kan geleid hebben tot een grotere hardnekkigheid bij die groep bij het zoeken naar werk in de (zware) industrie.

187

Deze inefficiëntie kan echter gerelativeerd worden. Als de reservatieniveaus van werkgevers schommelen in functie van de jobmarkttoestand, dan geven hogere e’s een hogere kans op werk op lange termijn, ook als de ewaarde zich op een bepaald moment op een vlak stuk van w*(e) bevindt. (zie afdeling 5).

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

4.4.2

122

Discrete sprongen in de functies e*(w) en er(w) en in VV(w)

De vlakke stukken in wr(e) zijn de oorzaak van de discontinuïteiten in e*(w), die op hun beurt aanleiding geven tot discontinue sprongen in er(w). Als men de veronderstelling van homogeniteit van werklozen met dezelfde e laat vallen zijn deze discontinue sprongen niet langer onvermijdelijk. De variatie in de reservatielonen van werklozen bevoordeligt immers werkgevers met een hoger loon. Er is niet meer voldaan aan de voorwaarden voor het bestaan van e*w. Het feit dat een werkloze bereid is te werken voor het loon w garandeert niet langer dat alle werklozen met een lagere e-waarde bereid zijn te werken voor dat loon. Hoe meer heterogeniteit onder werklozen men inbrengt en hoe meer de dichtheid p(e) gespreid is, hoe kleiner de kans op discrete sprongen in e*(w) en er(w). Op basis van het hier afgeleide jobmarktmodel kan men echter wel nog voorspellen dat, als er vlakke stukken in e*(w) blijven bestaan (wat best mogelijk is in jobmarkten met weinig types werkgevers), de verdeling van de aangeboden vaardigheden niet bij alle loonniveaus even sterk reageert op een wijziging ervan. Ook de discontinue sprongen (of “versnellingen”) in de functie e*(w) kunnen beschouwd worden als een imperfectie van de jobmarkt, die rechtsteeks volgt uit het extern gegeven zijn van de lonen. Om dat aan te tonen kan het verloop van Vvw, de actuele waarde van het zoekproces voor de werkgever, afgeleid worden. Volgens (36) wordt Vvw gegeven door Vvw = (erw - w)/r. Het afleiden van deze uitdrukking naar w leert, als gevolg van de waarde van derw/dw in (A.II.20), dat: dVvw/dw = (1/r)(derw/dw - 1) < 0,

∀ w ≥ wr1

(56)

Zolang het loon groter blijft dan wr1 leidt een loondaling ondubbelzinnig tot een toename van Vvw. Voor de werkgever met het loon wr1 of een fractie erboven wordt Vvw gegeven door: lim

w→ w1r , w>w1r

v w

V =

r

r

e1 - w1 r

(57)

Als het loon daarentegen een fractie lager is dan wr1 dan daalt e*w plots tot het niveau er1 wat resulteert in een lager reservatieniveau er2 (zie appendix II.4). Bijgevolg geldt:

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

v limw→ w1r , w<w1r V w =

r

123

r

e2 - w1 r

(58)

Aangezien er1 > er2 maakt de actuele waarde van het zoekproces een discrete sprong naar beneden bij het loon wr1. Bij een verdere daling van w hangt het verloop van Vvw af van de waarde van derw/dw in het volgende stuk van e*(w). Als derw/dw, (hier gegeven in A.II.30 in appendix II.4), groter is dan 1 dan leidt een daling van w voor w ∈ (wr2, wr1), gegeven (56), tot een afname van Vvw. Als derw/dw <1 geldt het omgekeerde. Als derw/dw = 1 is Vvw gelijk voor alle werkgevers met w∈(wr2, wr1). In de drie bovenstaande gevallen is wr1 een lokaal maximum van Vv(w)188. Hetzelfde kan aangetoond worden voor wr2 en wr3, voor zover zij bestaan. Dat de verwachte winst per tijdseenheid niet voor elk loon dezelfde is impliceert dat er werkgevers zijn die hun Vvw kunnen verhogen door een ander loon aan te bieden. Dat betekent dat men goede argumenten moet hebben om uit te gaan van een gegeven en, ondanks verschillen in Vvw, constant blijvende verdeling van de lonen in nieuwe189 en openstaande vacatures. Deze argumenten vinden wij niet alleen in het bestaan van 2-jaarlijkse loonafspraken in sectoriële C.A.O’s en in het onpraktische van het voortdurend aanpassen van de lonen aan de jobmarktsituatie (waarbij het goedkoper uitkomt de erw’s te laten schommelen), maar ook in het bestaan van efficiëntielonen. Dat laatste kan geïllustreerd worden met twee voorbeelden. In het eerste voorbeeld zijn de efficiëntielonen van het “no shirking” principe. Stel dat er op een bepaalde jobmarkt twee types werkgevers zijn. Eén type werkgevers (de grote ondernemingen…) heeft een beperkt zicht over de inspanningen die haar personeel doet. Pas na een zekere tijd of uit steekproefgewijze controle blijkt of een werknemer hard genoeg werkt. Als dat niet zo is wordt hij ontslagen. Voor het andere type ondernemingen actief op deze jobmarkt (de kleine ondernemingen…) speelt dit controleprobleem geen grote rol. Een oplossing voor het controleprobleem is het betalen van een loon dat hoog genoeg is om ervoor te zorgen dat de werknemer altijd een hoge inspanning levert (zie Stiglitz, 1987).

188 189

In het geval derw/dw < 1 voor w < wr1 is dat enkel toe te schrijven aan de discrete sprong van e*(w) in wr1.

Het exogeen houden van m(w) impliceert dat er geen directe terugkoppeling is van het evenwicht op de jobmarkt naar de totale instroom en de loonsverdeling van nieuwe vacatures toe (zie afdeling 6). Er werd ook verondersteld dat de aangeboden lonen van openstaande vacatures constant blijven.

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

124

In de context van ons model betekent zulks dat er een loon w1 bestaat waarbij het verschil w1-Vue , ∀ e ≥ e w1 zo groot is dat alle (op hun e–waarde na identieke) werknemers voldoende inspanningen leveren. Bij de controles hoeft er dan ook niemand ontslaan te worden, zodat de veronderstellingen van het model inzake permanente tewerkstelling kunnen behouden blijven. Dit kan resulteren in een evenwichtssituatie waarbij alle werkgevers van het eerste type het loon w1 hanteren en alle werkgevers waar zich geen controleprobleem stelt het wettelijk minimumloon wmin uitbetalen. Bemerk dat de werkgevers die het loon w1 betalen wel degelijk strengere criteria zullen hanteren bij aanwerving. Het is echter niet om personeel met hogere ewaarden te kunnen aanwerven, maar om “shirking” te vermijden dat zij een hoger loon betalen dan de werkgevers van het tweede type. Het tweede voorbeeld heeft te maken met de rotatiekost motivatie van efficiëntielonen. Beschouw een jobmarkt met dezelfde veronderstellingen als in ons model, met als afwijking:

•

Er zijn twee types werkgevers: één met bedrijfsspecifieke opleidingskosten en één zonder.

•

Er is een exogene kans dat werknemers tijdelijk de arbeidsmarkt wensen te verlaten (om familiale redenen: kinderen, ziekte ouders, wereldreis…).

Het bestaan van opleidingskosten heeft een effect op de reservatieniveaus van de werkgever, maar laat nog steeds toe een e*w en w*e met de karakteristieken van dit marktevenwicht te bepalen; hetzelfde geldt voor de introductie van een exogene kans op contractbeëindiging190. De werknemer (die bij aanwerving niet weet dat hij later zal willen vertrekken) kan “omgekocht” worden om toch te blijven werken in de onderneming. Hij zal vanaf het loon w1 >wmin (dat bijvoorbeeld de kosten dekt van de kindercrèche…) toch blijven werken in de onderneming. In dat geval heb je een evenwicht waarbij werkgevers met bedrijfsspecifieke opleidingskosten het loon w1 betalen en de overige werkgevers het minimumloon wmin. Bedenk dat de loonvorming én de jobmarkt zo op een efficiënte wijze functioneren. De werklozen met de hoogst verwachte productiviteit krijgen het loon w1 aangeboden, waardoor zij de actieve tewerkstelling niet verlaten. Werklozen met een lage verwachte productiviteit krijgen 190

Zie hoofdstuk 3, waar het reservatieniveau van een werkgever afgeleid wordt in het geval er opleidingskosten zijn en contracten tijdelijk van aard zijn.

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

125

zo’n banen niet aangeboden, waardoor zij het zijn die de jobmarkt verlaten als er zich in hun familie een “schok” voordoet. Het bestaan van een “externe” quit kans als gevolg van familiale gebeurtenissen is in de huidige maatschappij realistischer bij vrouwen dan bij mannen. Dat kan aanleiding geven tot statistische discriminatie van vrouwen door werkgevers met opleidingskosten en leidt er ook toe dat het opleidingsniveau (als benadering van e) sterker gecorreleerd is met de duur van de tewerkstelling en de uitstroomkans uit de werkloosheid bij vrouwen dan bij mannen191. De langere tewerkstellingsduur bij mannen en bij hooggeschoolde vrouwen reflecteert een kleinere bereidheid een baan op te geven in functie van situatie in gezin en familie, als gevolg van het hoge loon192. De grotere uitstroomkans uit de werkloosheid volgt uit het groter aandeel dat effectief zoekt en de grotere kansen op de jobmarkt van deze groepen. Beschouw de situatie getekend in figuur 2.3. Het lijkt gek voor een werkgever om een loon te hanteren gelijk aan wmax of net iets lager dan wr1 of wr2. De banen met w=wmax of net onder wr1 of wr2 zijn echter ook die waar het verschil tussen w en Vue het hoogst is voor de werklozen (respectievelijk de groep (er1, emax), de groep (er2,er1] en de groep (emin, er3] ) die in aanmerking komen voor selectie. Het is dan ook waarschijnlijk dat werkgevers die dit loon betalen het minst geconfronteerd worden met werknemers die tijdelijk stoppen met werken of het bedrijf verlaten als zij een betere baan aangeboden krijgen (=jobrotatie).

4.4.3

Het bestaan van werklozen zonder uitstroomkansen en de stationariteit van het jobmarktevenwicht.

Bij de afleiding van propositie 3 en van het verloop van w*(e), wr(e), e*(w) en er(w) werd er van uitgegaan dat een stationair jobmarktevenwicht bereikt werd, zodat h(w), p(e), α en β stabiel zijn. De voorwaarden voor stationariteit van het jobmarktevenwicht werden geschreven als (met h(w) en p(e) dichtheidsfuncties):

∀e : n(e) − β ( H ( w *e ) − H ( wer )) p (e)U = 0

191 192

(46)

Voor cijfers die deze stellingen bevestigen, zie hoofdstuk 5.

Het weerspiegelt ook de grotere stabiliteit van banen met opleidingskosten voor de werkgever. Het is uiteraard vooral in die banen dat het vermijden van voortijdige exit en jobrotatie belangrijk is.

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt ∀w : m( w) − α ( P (e *w ) − P (e r w ))h( w)V = 0

126 (47)

Door propositie 3 weten wij dat w*e en wre niet dalende functies zijn van e en dat e*w en erw stijgende functies zijn van w. Daarmee is nog niet aangetoond dat de uitstroomintensiteit uit de werkloosheid een niet dalende functie is van e en dat de intensiteit waarmee vacatures opgevuld worden een stijgende functie is van w. Als dat het geval is (zie verder in sectie 4.5) dan volgt echter uit (46) dat bij een gelijke instroom van nieuwe werklozen over verschillende e-waarden, p(e) lager is bij hoge e-waarden en uit (47) dat bij een gelijke instroom van vacatures over verschillende lonen, h(w) lager is bij hoge lonen. (58) drukt zo uit dat er op de jobmarkt een relatieve schaarste is aan goedbetaalde banen (voor zover hoge lonen leiden tot een snellere vervulling van vacatures193) en aan werklozen met hoge e-waarden. Bemerk dat niet strikt aan de voorwaarden in (46) en (47) kan voldaan worden als er een groep werklozen (met lage e-waarden) is zonder uitstroomkansen. Aangezien voor die groep de uitstroomintensiteit nul is, groeit het aantal werklozen met die e-waarden volgens de formule gegeven in (42). Daardoor is U niet langer constant en veranderen alle p(e)’s over de tijd. Door de wijziging in de verhouding U/V wijzigt ook α/β (als gevolg van (54)194). In appendix II.6 wordt aangetoond dat als men β constant houdt (46) en (47) van toepassing blijven voor de werkgevers en voor alle werklozen met e > ewr min , met ongewijzigde w*e, wre, e*w en erw. Als β constant blijft hebben de werklozen met e < ewr min geen invloed op de evenwichtssituatie van de anderen. Een toename van hun aantal leidt er toe dat werkgevers meer kandidaten ontmoeten (α stijgt proportioneel met U), maar de intensiteit van de ontmoetingen met het aantal geschikte kandidaten wijzigt niet, waardoor ook het evenwicht onveranderd blijft. Wij duiden een dergelijk evenwicht verder aan als “quasi-stationair”. Het aantal en de verdeling van de werklozen mét uitstroomkansen plus die van de werkgevers is er immers stabiel, waardoor de resultaten afgeleid in de vorige afdelingen en propositie 3 geldig blijven.

193

Als hogere lonen niet tot hogere e*w’s leiden is het omgekeerde waar, als gevolg van de hogere reservatieniveaus gehanteerd door de werkgevers (zie ook propositie 2). 194

De voorwaarde in (55) zegt nu dat de totale instroom van alle e-waarden mét uitstroomkansen gelijk moet zijn aan de instroom van vacatures. Daarenboven moet (54) nu expliciet opgelegd worden.

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

127

Dankzij de versoepeling van stationariteit tot “quasi-stationariteit” is het niet meer nodig te veronderstellen dat de instroom van werklozen met e-waarden die te laag zijn om uitstroomkansen te hebben nul is. Onder de veronderstelling dat β en V constant (of exogeen ) zijn is het jobmarktevenwicht ook recursief. Het aantal werklozen zonder uitstroomkansen heeft geen invloed op de situatie van werkgevers en die van werklozen met uitstroomkansen. Het is echter niet aangewezen om β exogeen te maken als de zoekinspanningen van de werklozen met te lage e-waarden ervoor zorgen dat de overige werklozen minder werkgevers kunnen ontmoeten per tijdseenheid195. Dat kan omdat werkgevers, vooraleer zij een kandidaat gescreend hebben, zijn of haar e-waarde niet kennen. Als β daalt, stijgt α, gegeven (54), niet sterk genoeg om de daling in p(e) te compenseren, waardoor de situatie van de werkgevers verslechtert. De daling van β leidt rechtstreeks tot een verslechtering van de situatie van de werklozen met voldoende hoge e-waarden. Een groeiend aantal werklozen met te lage e-waarden maakt de werking van de jobmarkt minder efficiënt. Onder onze hypothesen is zij zelf niet bij machte om terug te gaan naar een stationair evenwicht. Het is nochtans onwaarschijnlijk dat het aantal werklozen zonder uitstroomkansen blijft groeien. Door ontmoediging of veroudering stopt een deel onder hen na een tijd met zoeken, wat dit model beïnvloedt via een verlaging van n(e). Als n(e)=0 voor e’s zonder uitstroomkansen stopt de groei in U op dit jobmarktsegment en kan opnieuw een stationair evenwicht bereikt worden.

4.5

De uitstroomintensiteit uit de werkloosheid

Propositie 3 gaat niet rechtstreeks in op de functie τ(e). Die krijgt aandacht in deze sectie. In sectie 4.5.1 wordt het algemene verloop van deze functie afgeleid. In sectie 4.5.2 wordt een specifieke voorspelling (propositie 4) geformuleerd over de effecten van de verhoging van de ewaarden bij werklozen met marginale uitstroomkansen en het bestaan van werklozen zonder uitstroomkansen. In sectie 4.5.1 en 4.5.2 blijven wij uitgaan van de situatie waarbij de

195

Werkgevers zouden immers kunnen reageren op een groter aantal (in hun ogen) onbekwame kandidaten door de selectieprocedures zwaarder te maken (meer testen, selectie in verschillende rondes…).

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

128

werkloosheidsuitkering gelijk is voor alle werklozen196. In sectie 4.5.3 wordt nagegaan wat er kan gebeuren als er ook werklozen zijn met b>wmin. Wij veronderstellen telkens dat β en V vastgehouden worden ofwel dat de (netto) instroom van werklozen zonder uitstroomkansen nul is, zodat ten minste een quasi-stationair evenwicht kan bereikt worden. In sectie 4.5.4 wordt besproken hoe deze theorie kan getoetst worden met werkloosheidsduurgegevens.

4.5.1

Het verloop van de functie τ(e) in het marktevenwicht onder de veronderstellingen C.1 tot C.5

Als alle werklozen dezelfde b-waarde hebben, impliceert dit dat b<wmin. Anders zouden er werkgevers zijn zonder kans op het vinden van werknemers. De uitstroomintensiteit uit de werkloosheid wordt dan, als gevolg van (25) en (29) en het verloop van w*(e), gegeven door: τ(e)=β(H(w*e)-H(wre))

∀ e ∈ (e', emax) met wre > wmin

τ(e)=β(H(w*e)

∀ e ∈ (e", e') met w*e > wmin > wre

τ(e)=0

∀ e ∈ (emin, e") waarvoor w*e niet bestaat

(59)

e' is de e-waarde waaronder reservatielonen niet meer bindend zijn, e" die waaronder de uitstroomkans nul is. Als er een groep bestaat zonder uitstroomkansen dan geldt: e" ≡ erwmin > wmin

(60)

De ongelijkheid volgt uit de regel dat erw > w. Die geldt zodra e*w > w. Het kan immers niet optimaal zijn om een reservatieniveau te hanteren waarbij de kosten per tijdseenheid juist gedekt zijn als er werklozen zijn met een hogere e-waarde die de baan aanvaarden. De eerste en de laatste groep in (59) kunnen bestaan maar zijn niet strikt noodzakelijk. De tweede groep bestaat altijd197. De eerste groep bestaat niet als het reservatieloon nooit een bindende restrictie is198. Het bestaan van de laatste groep hangt af van de positie van emin.199 196

Dat was altijd al het geval, omdat zonder die veronderstelling het bestaan van e*w in het gedrang komt.

197

De werklozen kunnen niet allemaal tot de eerste groep behoren omdat er anders werkgevers zouden overblijven die geen werklozen bereid zouden vinden om bij hen in dienst te treden, wat een irrationele aanwezigheid van deze werkgevers op de jobmarkt impliceert.

198

Voor een voorbeeld, zie figuur A.II.2 en A.II.3.

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

129

Voor de werklozen met de laagst verwachte productiviteit die nog kans maken een job aangeboden te krijgen is τe = β H(w*e). Differentiatie naar e levert: ∀ e ∈ (e", e'): dτe/de = β h(w*e)(dw*e/de) ≥ 0

(61)

Of deze afgeleide strikt positief is of gelijk aan 0 hangt af van het teken van dw*e/de200. Als de reservatieniveaus van sommige werkgevers een bindende restrictie vormen op de jobmarkt bestaan er zeker e waarden tussen e" en e' waarbij τ(e) positief geheld is201. Voor e > e' geldt, gegeven (59) en (27):

β * r   (we - we )h(wer )  *  dwe dτ e * r = βh( we ) 1 −  β de  1 + ( H ( we* ) − H ( wer ))  de r  

(62)

Omdat het teken van de term tussen vierkante haakjes in (62) onduidelijk is, kan niet in het algemeen gesteld worden wat het teken is van deze afgeleide. Van appendix II.3, weten wij dat dτe/dw*e positief is als H(w) uniform verdeeld is 202. De afgeleide in (62) is gelijk aan nul voor alle vlakke stukken in de functie w*e. Omdat w*e moet eindigen op een vlak stuk (zie appendix II.4), is dτe/de=0 voor de hoogste waarden van e. Dit resultaat is ontgoochelend gegeven het positieve verband dat meestal intuïtief gelegd wordt tussen de individuele uitstroomkansen uit de werkloosheid en het verwacht aantal effectieve arbeidseenheden. Uit de bespreking in deel 4.3 volgt reeds dat de vlakke stukken in w*(e) gerelativeerd kunnen worden bij heterogeniteit van werkgevers. Minstens even belangrijk is dat dit jobmarktmodel,

199

Zo bestaat er geen groep zonder uitstroomkansen in het jobmarktevenwicht in de figuren A.II.2, A.II.4, A.II.5 en 2.3. Er is wel een dergelijke groep in figuur A.II.3 en A.II.6.

200

In de figuren A.II.3, A.II.4 en A.II.6 en figuur 2.3 begint de functie w*(e) (vertrekkend vanuit emin) met een positief geheld stuk. In figuur A.II.5 begint zij met een vlak stuk.

201 202

Zie hiervoor ook de figuren 2.3 en A.II.2 tot A.II.6. Enkel in A.II.2 ontbreekt een positief geheld stuk in w*(e).

Als H(w) uniform verdeeld is, geven de verticale arceringen aangebracht aan de rechterzijde van de figuren A.II.2 tot A.II.6 en 2.3, op een constante factor na, de grootte van de uitstroomintensiteit uit de werkloosheid weer. In dat geval is τe=β(H(w*e)-H(wre))= β(w*e-wre)/(wmax-wmin), zie ook appendix II.3.

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

130

mits twee bijkomende veronderstellingen, tot een strikt positieve relatie tussen e en τ leidt bij werklozen met marginale uitstroomkansen. Dat wordt aangetoond in de volgende sectie.

4.5.2

Het jobmarktevenwicht voor de werklozen met de laagste e-waarden

Wij formuleren de volgende propositie: Propositie 4: Als er een positieve instroom is van alle types werklozen tussen emin en emax en het reservatieniveau van de werkgever met het laagste loon is een bindende restrictie in een (quasi)stationair jobmarktevenwicht, dan zijn er werklozen met e > wmin zonder uitstroomkansen en leidt een verhoging van e steeds tot een hogere uitstroomintensiteit uit de werkloosheid voor werklozen met marginale uitstroomkansen.

Ten opzichte van C.1 tot C.5, worden in propositie 4 twee bijkomende uitgangspunten geformuleerd. Het eerste is dat de instroom van werklozen n(e) positief is ∀e. Het tweede is dat het reservatieniveau van de werkgever met w=wmin hoger is dan emin. Voor de betekenis van een quasi-stationair jobmarktevenwicht verwijzen wij naar sectie 4.4.3. Voor de omschrijving van “werklozen met marginale uitstroomkansen” verwijzen wij naar definitie 1 in afdeling 2.

4.5.2.1 Bewijs van propositie 4

De voorwaarde dat de reservatieniveaus van de werkgevers met de laagste lonen een bindende restrictie vormen op de jobmarkt komt algebraïsch neer op: emin < erwmin

(63)

In combinatie met (60) waar gesteld werd dat wmin < erwmin is daarmee onmiddellijk aangetoond dat er in dat geval een groep werklozen bestaat zonder uitstroomkansen, waarbij e > wmin is203.

203

Als emin > wmin geldt dat ∀e < erwmin , als emin < wmin geldt dat voor de e-waarden tussen wmin en erwmin .

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

131

Er kunnen ook werklozen zijn zonder uitstroomkansen met nog lagere e-waarden. Als het reservatieniveau van de werkgever met het laagste loon een bindende restrictie is, dan is het zeker dat de functie w*(e) begint met een stuk waar dw*e/de > 0. Dat komt omdat als w*(e) (vertrekkende van de laagste e-waarden) met een vlak stuk begint dat altijd impliceert dat emin ≥ erwmin 204.

Bijgevolg wordt de afgeleide van de uitstroomintensiteit voor een werkloze met marginale uitstroomkansen, vertrekkende van (61) 205, gegeven door: r

lim

e →ewr min

, e > ewr min

dw * (e wmin ) dτ (e) = βh( wmin ) >0 de de

(64)

4.5.2.2 Bespreking van propositie 4

Propositie 4 biedt een dubbel resultaat. Het eerste is weinig gunstig. Het jobmarktmodel laat toe dat er een groep werklozen actief is op de jobmarkt zonder uitstroomkansen. Technisch gezien is dat mogelijk dankzij de veronderstelling dat werklozen ook "irrationeel" actief kunnen zijn op de jobmarkt206. Dit stemt overeen met de observatie van extreem hoge werkloosheidsgraden en langdurige werkloosheid bij laaggeschoolden. Belangrijk daarbij is dat e> wmin geen voldoende voorwaarde is voor het aangeboden krijgen van een job. Dat wil zeggen dat het jobmarktevenwicht niet zorgt voor een "clearing" van de jobmarkt in de betekenis dat iedereen die productief zou kunnen tewerkgesteld worden ook een kans heeft om na een zekere tijd tewerkgesteld te worden. Het tweede resultaat is wél positief. Voor de volledige functie τ(e) kon niet aangetoond worden

204

Een voorbeeld van het marktevenwicht dat in propositie 4 uitgesloten wordt, wordt gegeven in figuur A.II.5. Als men in die figuur emin steeds verder verkleint, dan blijft e*(w) met een vlak stuk beginnen tot de waarde er3

(= erwmin ) bereikt is. Verdere verlagingen van emin leiden tot het ontstaan van een nieuw geheld stukje. 205

Dat kan vertrokken worden van (61) en niet (62), volgt uit de veronderstelling dat wmin > b. Daardoor zijn de

reservatielonen van de werklozen met e*w net boven of gelijk aan erw min niet bindend. 206

Hun aanwezigheid is irrationeel vanuit het standpunt van de maximalisatie van Vuij, maar kan rationeel zijn als zij gericht is op het behouden van de uitkering.

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

132

dat dτ/de>0 bij alle mogelijke verdelingen p(e) en h(w) in een jobmarktevenwicht. Dankzij propositie 4 kan gesteld worden dat zodra emin laag genoeg (of wmin hoog genoeg) is, zo dat

emin < erwmin , een verhoging van e zeker een positief effect heeft op de individuele uitstroomkansen van de werklozen die nog net in aanmerking komen voor een baan. De voorwaarde dat emin < erwmin in propositie 4 is een voldoende, maar geen noodzakelijke, voorwaarde voor het bestaan van een positief effect van e op de uitstroomintensiteit van werklozen met marginale uitstroomkansen. Zo stellen figuur A.II.4 en figuur 2.3 jobmarktevenwichten voor waar w*(e) begint met een positieve helling en toch niet voldaan is aan de voorwaarde dat emin < erwmin . De voorwaarde dat ook het reservatieniveau van de werkgevers met het w=wmin een bindende restrictie vormen is echter zinvol voor een toepassing op de formele207 jobmarkt in België. Zoals reeds gezegd kan dit jobmarktsegment niet alleen van toepassing verklaard worden op één geïsoleerd segment van de jobmarkt, maar ook op de gehele jobmarkt. België wordt, meer dan andere OESO landen, geconfronteerd met een hoge werkloosheid onder laaggeschoolden208. De werkloosheid onder laaggeschoolden is er ook langdurig (zie hoofdstuk 5). Deze empirische vaststellingen zijn in overeenstemming met de hypothese dat de reservatieniveaus van werkgevers (althans die in de formele sector) wel degelijk een bindende restrictie vormen. Beide resultaten van propositie 4 zijn belangrijk naar het beleid toe. Het bestaan van een groep permanente werklozen vereist het opzetten van directe tewerkstellingsprogramma's ten voordele van de betreffende werklozen. Het model zegt niet alleen dat dergelijke tewerkstellingsprogramma's noodzakelijk zijn, maar lijkt ook te zeggen dat zij zelfbedruipend zijn. Met die laatste conclusie moet men evenwel opletten. Als zij geen andere keuze hadden, dan waren de

207

De jobmarkt van werkgevers die zich houden aan de wettelijke bepalingen inzake minimumlonen en de betaling van sociale bijdragen en andere verplichtingen.

208

In België (1995) is de werkloosheidsgraad van mannen (11.5%) en vrouwen (21.1%) tussen 30 en 44 jaar met een diploma van het lager secundair of minder, hoger dan het OESO-gemiddelde voor mannen (10.7%) en vrouwen (12.7%) uit dezelfde groep. Bemerk dat dat OESO-gemiddelde beïnvloed wordt door de aanwezigheid van landen met hoge werkloosheidsgraden, zoals Italië, Spanje en Turkije. Voor een diploma van het hoger secundair beroeps, het hoger en het universitair onderwijs is de werkloosheidsgraad bij mannen (resp. 4.8%, 3.9% en 3%) en vrouwen (11%, 3.4% en 4.8%) meestal lager dan de OESO-gemiddelden bij mannen (resp. 5.5%, 4.9% en 3.1%) en bij vrouwen (8.2%, 5.7%, 4.2%) (OESO, 1997, p252).

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

133

ondernemingen met een vacature bereid geweest die werklozen aan te werven. Dat wil nog niet zeggen dat die personen, wanneer zij tewerkgesteld worden in bijkomende jobs, ook voor voldoende opbrengsten kunnen zorgen. De beslissing hoeveel personen men wenst aan te werven wordt immers niet bepaald binnen dit jobmarktmodel. Omdat binnen dezelfde onderneming de wet van de dalende marginale waardeproductiviteit van arbeid geldt, is het best mogelijk dat het niet voordelig is voor ondernemers met het loon w om meer vacatures te plaatsen dan de dichtheid h(w) aangeeft. Het jobmarktmodel zegt met andere woorden iets over de beslissingen die de personeelsdienst van bedrijven neemt (met name de te hanteren reservatieniveaus en het moment van aanwerving), maar niets over de beslissing tot uitbreiding of inkrimping van het personeelsbestand die moet genomen worden door het (top)management (meer hierover in afdeling 6). Maatregelen die gericht zijn op de substitutie in bestaande vacatures van de normaal aangeworven werklozen door groepen die anders kansloos zijn hebben sneller209 een effect op de uitstroomkansen van de bevoordeligde groep. Als e > w kan de onderneming de betreffende werknemer ook in dienst houden nadat een eventuele subsidie of fiscale vermindering wegvalt. Toch blijft er een efficiëntieverlies door het feit dat werklozen met een hogere verwachte productiviteit, die net niet profiteren van de maatregel, langer werkloos blijven. Ook het positieve resultaat van propositie 4 is belangrijk. Voor werkzoekenden met e net boven r ewmin leidt een verhoging van hun verwachte productiviteit altijd tot hogere individuele

uitstroomkansen. Bedenk dat als wmin een massapunt is, H(w*e) in (59) plots van 0 naar een positieve waarde springt bij e". Een kleine verhoging van e kan in dat geval voor werklozen met e iets lager dan e" het verschil betekenen tussen permanente werkloosheid en het hebben van een reële uitstroomkans. Als minimumlonen een bindende restrictie zijn op de jobmarkt, dan hebben werklozen met een e-waarde net onder e” er dus alle belang bij om een kleine investering te doen in een hogere e-waarde. Een voorbeeld van zo’n “geringe” inspanning is het behalen van een rijbewijs of het volgen van

209

Voor hetzelfde gespendeerde bedrag

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

134

een VDAB-cursus van enkele weken gericht op een specifiek beroep. De taak voor de overheid bestaat er dan in er voor te zorgen dat er een voldoende aanbod is van dergelijke cursussen in jobmarktsegmenten met veel onvervulde vacatures (de zogenaamde knelpuntberoepen210…), wat een voortdurende aanpassing van het aanbod aan cursussen vraagt. Er moet voor gezorgd worden dat de geringe financiële middelen van

laaggeschoolden en hun geringere geografische

mobiliteit of het niet bestaan van een gepaste eenvoudige opleiding, geen reden zijn om deze investering niet te doen. Als men de langdurige werkloosheid wil bestrijden moet het aanbod van cursussen ruimer zijn voor laag- dan voor hooggeschoolde werklozen211. Het is het best dat de deelname aan dergelijke cursussen en stages gebeurt op vrijwillige basis, omdat de werkloze op die wijze ook een signaal kan geven aan de werkgever dat hij/zij inderdaad gemotiveerd is. Een tweede argument voor het vrijwillig karakter van de cursussen is dat er ook werklozen kunnen zijn met zo’n lage e-waarde dat het volgen van een cursus niet voldoende is om te compenseren voor andere door de werkgever negatief ingeschatte kenmerken. Een erg laag scholingsniveau, gecombineerd met discriminatie op basis van stereotype beelden212 maakt het waarschijnlijk dat heel wat allochtonen in die situatie verkeren op de formele jobmarkten. Het geven van tewerkstellingskansen aan dergelijke groepen is heel wat moeilijker. Het vergt een strijd tegen statistische discriminatie bij aanwerving én het opzetten van programma ‘s van alfabetisering of het verbeteren van de lees-, schrijf- en rekenvaardigheid van volwassen werklozen met een achterstand op dat gebied. Dit is duurder en moeilijker te realiseren. In hoofdstuk 6 gaan wij meer uitvoerig in op de mogelijke maatregelen inzake discriminatiebestrijding en het verhogen van de e-waarde en de complementariteit tussen beide.

210

Geregeld wordt door het Hoger Instituut voor de Arbeid, een lijst van moeilijk vervulbare functies of “knelpuntberoepen” opgesteld. Deze vacatures (in 1996 10% van alle openstaande vacatures) omvatten typisch niet alleen beroepen voor hooggeschoolden, maar ook beroepen voor lager geschoolden Voor een voorbeeld met betrekking tot de sector van de uitzendkrachten voor 1996 zie, Simoens, Denys en Denolf (1996). 211

Bij die laatste is het waarschijnlijker dat de werkgever bereid is deze opleidingskosten voor zijn rekening te nemen. De overheid moet zeker niet systematisch alle opleidingskosten overnemen van de privésector.

212

Het zijn immers de ideeën van de werkgever over de verwachte productiviteit die de e-waarde bepalen en niet de intrinsieke kwaliteiten van de werkzoekende in kwestie.

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt 4.5.3

135

Het verloop van τ(e) als werklozen verschillende b-waarden hebben

Een mogelijke kritiek op propositie 4 is dat zij geen rekening houdt met de situatie waarbij niet de reservatieniveaus van werkgevers met w=wmin,

maar wel de werkloosheidsuitkeringen

permanente werkloosheid veroorzaken. De werkloosheidsuitkeringen verschillen in België niet alleen in functie van het eerder verdiende loon en de duur van de tewerkstelling, (waarvan men nog kan aannemen dat zij positief gecorreleerd zijn met e), maar ook in functie van de gezinssituatie: gezinshoofden met personen ten laste krijgen de hoogste uitkering, daarna volgen alleenstaanden en personen met een werkende partner. De uitkeringen in de eerste groep (tot ongeveer 33000) zijn dubbel zo hoog als die in de laatste groep. De feitelijke b waarden hangen ook af van de kost van crèches bij de aanwezigheid van jonge kinderen en het fiscaal verlies door cumulatie met het inkomen van de echtgeno(o)te. Gegeven het bovenstaande is de groep die het meest in aanmerking komt om terecht te komen in een werkloosheidsval die van laaggeschoolde alleenstaande vrouwen met jonge kinderen. In dat geval is het waarschijnlijk dat b hoger is dan het minimumloon in hun jobmarktsegment. Uitdrukking (59) blijft het mogelijk verloop van τ(e) correct beschrijven voor de gehele groep werklozen. Alleen is er nu een groep werklozen213 met een hoge b-waarde waarvoor de toestand met τe=0 onmiddellijk overgaat in die waarbij τe=β(H(w*e)-H(wre)). Gegeven (28) geldt nu dat de afgeleide van τ(e) in de situatie van de werkloze met marginale tewerkstellingskansen (dat wil zeggen waar w*e=b) gelijk is aan βh(b)>0. Propositie 4 kan met andere worden gedeeltelijk uitgebreid worden tot de situatie van een werkloosheidsval. Uitbreiding propositie 4

Binnen een groep werklozen met b > wmin leidt een verhoging van e steeds tot een hogere uitstroomintensiteit uit de werkloosheid voor werklozen met marginale uitstroomkansen.

213

Dat kan niet het geval zijn voor alle werklozen omdat er dan werkgevers zijn zonder een kans om werknemers bereid te vinden bij hen te werken. Het is ook erg onwaarschijnlijk dat b de benedengrens is voor de grote groep werklozen met zeer lage uitkeringen en geschorste werklozen of werklozen in wachttijd zonder een uitkering.

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

136

Deze uitbreiding van propositie 4 bevestigt de zinvolheid van maatregelen die een verhoging van de (verwachte) productiviteit van werklozen met marginale uitstroomkansen nastreven. Wel is het zo dat de effecten minder spectaculair zullen zijn. In tegenstelling tot bij een minimimloon waar een verhoging van e tot net boven e” tot een grote sprong naar boven van τe kan leiden (omdat H(w) een massapunt heeft bij het loon wmin), valt hier geen dergelijke sprong te verwachten, tenzij ook w*(e) een discontinu verloop heeft. Dit verschil werd reeds geïllustreerd met de figuren 2.1 en 2.2. Bedenk dat, als men geloof hecht aan het bestaan van werkloosheidsvallen, een verlaging van bestaande minimumlonen zonder dat tegelijk ook de (reeds lage) werkloosheidsuitkeringen verminderd worden, enkel kan leiden tot meer permanente werkloosheid voor de groepen werklozen waar dergelijke vallen relevant zijn. Een verhoging van e biedt daarentegen zowel een uitweg in het geval permanente werkloosheid veroorzaakt wordt door de minimumlonen als in dat waar de werkloosheidsuitkeringen tot dat resultaat leiden. De discussie over de minimumlonen wordt verder gezet in afdeling 5.

4.5.4

Toepassing van het model voor een beroepsgroep of de gehele jobmarkt

Wij vermeldden reeds dat dit jobmarktmodel zowel de werking van de gehele jobmarkt, als die van een segment ervan kan beschrijven. Beide interpretaties kunnen leiden tot zinvolle toepassing met gegevens over de uitstroomkansen uit de werkloosheid. Als het jobmarktmodel de werking van de volledige jobmarkt beschrijft, dan is vooral hypothese C.2 die eist dat de positie van een werkloze in de rangschikking van de e-waarden dezelfde is voor alle werkgevers, een beperking. Het model biedt dan geen houvast voor het opnemen in een schatting van variabelen zoals ervaring in beroep of sector x, het gevolgd hebben van een beroepsgerichte, technische of algemeen vormende opleiding in het secundair onderwijs. Variabelen die dan wél in een regressie opgenomen kunnen worden zijn het aantal jaren scholing of het behaalde opleidingsniveau (lager, lager secundair, hoger secundair, hoger) of een wissel die zegt of men al dan niet reeds gewerkt heeft. Van die variabelen kan gesteld worden dat zij op bijna alle segmenten van de jobmarkt positief gecorreleerd zijn met e.

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

137

Voor de algemene relatie tussen de uitstroomintensiteit uit de werkloosheid en het opleidingsniveau zijn alle drie de vergelijkingen in (59) relevant. Er zijn zeer laag geschoolden zonder een echte kans om werk te vinden. Er is een groep lager tot middelmatig geschoolden wier uitstroomkansen gegeven worden door een formule zoals βH(w*e) of, voor diegenen met een hoge werkloosheidsuitkering, door τe=β(H(w*e)-H(wre)) en er is een groep hoger opgeleide werklozen waarbij de uitstroomintensiteit gegeven wordt door τe=β(H(w*e)-H(wre)). Als emin onbeperkt klein kan worden (wat het geval is als men het model toepast op de gehele jobmarkt) moet uiteindelijk wel voldaan zijn aan erwmin > emin of b > emin. In beide gevallen is de uitstroomintensiteit van werklozen met marginale tewerkstellingskansen een positieve functie van e. Dat positief effect kan afzwakken naarmate het niveau van e stijgt214. In de praktijk is het belangrijk te weten vanaf wélk opleidingsniveau werklozen marginale uitstroomkansen hebben. Als werkgevers vrouwen en allochtonen discrimineren dan is het opleidingsniveau vanaf hetwelk een aanwerving mogelijk is hoger bij die twee groepen (zie hoofdstuk 3 en 5). Ook de toepassing van het jobmarktmodel voor een segment van de jobmarkt levert toetsbare voorspellingen op. Voor de werklozen mét werkervaring is het niet zo gek om te veronderstellen dat zij al hun zoekactiviteiten concentreren op het segment waarin zij al enige ervaring hebben. Die ervaring geeft hen immers een voordeel ten opzichte van (jongere) nieuwkomers op de jobmarkt. Als men het bestaan van segmentering erkent, dan moet men ook erkennen dat werklozen extra gevoelig zijn voor de wijzigingen in de situatie op hun segment. Het is voor een werkloze van belang wat zijn vroeger uitgeoefend beroep of zijn vorige sector van tewerkstelling was en of de huidige situatie op het jobmarktsegment er één is van een tekort of een overschot aan kandidaten. Een werkloze met ervaring in een sector of beroep waarvan de tewerkstelling afgebouwd wordt, ondervindt daarvan nadeel, ook als hij besluit op een ander segment te gaan solliciteren. In dat andere jobmarktsegment wordt hij immers vergeleken met werkzoekenden die wel relevante ervaring hebben of jonger en goedkoper zijn. Het bestaan van jobmarktsegmentering volgens beroepsgroepen en het feit dat de toestand op

214

Omdat er op de jobmarkt als geheel wél sprake is van een grote heterogeniteit in gedrag van werkgevers (gegeven w) en werklozen (gegeven e) en de verdelingen H(w) en P(e) er een grote spreiding hebben en geen gaten vertonen, hoeven er ook geen vlakke stukken van betekenis in τ(e) op te treden.

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

138

verschillende segmenten een structureel verschillende evolutie kende, is een potentiële verklaring voor de verslechtering van de tewerkstellingskansen van Turken en Marokkanen op de Belgische arbeidsmarkt sinds de jaren 70. De afbouw van de tewerkstelling in de steenkoolmijnen, in de kledingnijverheid en in het algemeen die voor industriearbeiders heeft deze nationale groepen wellicht harder getroffen dan de Belgische215 in de voorbije decennia. In hoofdstuk 5 wordt getoetst of dat het geval was in de periode 1989-1993.

5 Verandering

van

het

jobmarktevenwicht In dit deel wordt afgeleid wat de invloed is van de invoering van een wettelijk minimumloon en een wijziging in U en V. De nadruk ligt daarbij telkens, gezien het onderwerp van deze thesis, op het effect op de uitstroomkansen uit de werkloosheid van de werklozen met lage e's.

5.1

Het invoeren van een wettelijk minimumloon

Er bestaat reeds lang een debat rond de effecten van het invoeren en handhaven van minimumlonen op de uitstroomkansen van laaggeschoolde werklozen. In een theoretisch model met een competitieve jobmarkt, waar de lonen het evenwichtsbrengend mechanisme zijn, leidt de invoering van minimumlonen tot vernietiging van tewerkstelling. Dat vernietigend effect op de tewerkstelling wordt echter niet altijd bevestigd in empirisch onderzoek216.

215

Zie onder meer het aandeel arbeiders en het aandeel tewerkgesteld in de industrie in tabel 1.5 en naar de vorige sector van tewerkstelling per nationaliteit in hoofdstuk 5.

216

Zo onderzochten Card en Krueger (1994) het tewerkstellingseffect van een verhoging van het minimumloon in de sector van de fast-food restaurants in de VS staat New Jersey en vergeleken de tewerkstellingsevolutie met die in het nabijgelegen Pennsylvania, waar de oorspronkelijke minimumlonen behouden bleven. Zij vonden geen indicatie dat de stijging van het minimumloon tot een geringere tewerkstelling geleid had.

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

139

De invoering (of verhoging) van een minimumloon heeft een grote impact op ons jobmarktmodel, omdat kan verwacht worden dat het zowel de instroom van nieuwe vacatures als de stock van openstaande vacatures beïnvloedt. In deze sectie gaan wij verder in op het directe effect van een minimumloonsverhoging op de stock en de verdeling van de openstaande vacatures. Een minimumloon heeft zo een directe invloed op de mogelijkheden en reservatielonen en niveaus van werklozen en werkgevers. Daarbij wordt uitgegaan van het deelmodel beschreven door (50) tot (53). Wij beperken onze aandacht tot de situatie waarbij wmin>b, zodat er geen werkloosheidsvallen optreden en veronderstellen dat emin < erwmin , zodat het reservatieniveau van e gehanteerd door de werkgever met het laagste loon een bindende restrictie is. Beide veronderstellingen zijn gunstig voor het standpunt dat minimumlonen de oorzaak zijn van langdurige werkloosheid. In sectie 5.1.1 leiden wij de directe impact van een minimumloonsverhoging op het aantal vacatures en de intensiteit waarmee werklozen werkgevers ontmoeten af. Dat laat toe in sectie 5.1.2 het effect op τ(e) af te leiden.

5.1.1

Het effect van een verhoging van de minimumlonen op de verdeling van de aangeboden lonen en de intensiteit van de baanaanbiedingen

In appendix II.7 worden de effecten van een minimumloonsverhoging op de verdeling van de aangeboden lonen geïllustreerd. De grafieken geven de verdeling van de lonen in de situatie voor en na de verhoging van het minimumuurloon in New Jersey van 4.25 $ tot 5.05$ (Card en Krueger (1994)). Zowel in de situatie van voor als die na de verhoging vormt het minimumloon een massapunt217. Waar voor de verhoging echter tussen de 30 en de 35% van de werkgevers het loon 4.25$ aanboden, bieden erna wel 90% van de werkgevers exact het minimumloon 5.05$ aan. Het voorbeeld betreft uitbetaalde lonen in bestaande banen. Voor de loonsverdeling in nieuwe en openstaande vacatures geldt echter dezelfde verwachting. Het massapunt in de verdeling van de lonen schuift op naar rechts en wordt groter.

217

Ook de andere in de realiteit aangeboden lonen zijn natuurlijk massapunten, maar de absolute frequentie is duidelijk hoger bij het wettelijk minimumloon.

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

140

Een minimumloonsverhoging beïnvloedt de jobmarkt, zoals beschreven door (46) tot (54) langs (minstens) twee wegen. Er is een impact op de verdeling van de openstaande vacatures H(w) en één op de instroom van nieuwe vacatures m(w). Neem een verhoging van het minimumloon van wmin tot w'min. Het minimumloon w'min heeft wellicht geen invloed op de nieuwe en openstaande vacatures van werkgevers met w > w'min. Werkgevers met een loon w < w'min kunnen op twee wijzen reageren. Zij kunnen in hun vacatures het nieuwe minimumloon w'min toepassen of de openstaande vacatures schrappen218. Die beslissing wordt buiten dit model genomen. Het is bovendien waarschijnlijk dat de instroom van vacatures met het nieuwe minimumloon w'min permanent kleiner is dan de vroegere totale instroom van vacatures met een loon < w'min. Voor het uiteindelijke jobmarktevenwicht is dat het belangrijkste. Bemerk evenwel dat met een kleinere instroom van vacatures zonder dat die van werklozen mee daalt, de voorwaarde in (55) verbroken is, waardoor de jobmarkt niet meer tegelijkertijd in evenwicht (punt 2 en 3) en stationair (punt 1) kan zijn. Ons model zegt niet hoe die stationariteit terug hersteld wordt219. Daarom beperken wij onze aandacht tot het onmiddellijke effect van de minimumloonsverhoging op de verdeling H(w), op het totaal van de openstaande vacatures. Wij veronderstellen dat door de minimumloonsverhoging het aantal openstaande vacatures afneemt met ζ H(w'min). Omdat daardoor het aantal openstaande vacatures plots daalt tot V’=V(1 - ζ H(w'min)), dienen ofwel α ofwel β die schok op te vangen220. Wij nemen aan dat de wijziging in V’ onmiddellijk wordt opgevangen door een aanpassing in β221. Uit de bovenstaande veronderstellingen volgt dat:

218

Zij zouden ook een deel van hun bestaand personeel kunnen ontslagen, wat de jobmarkt beïnvloedt via een (tijdelijk) hogere instroom van werklozen. Wij veronderstellen voor de eenvoud dat dit niet gebeurt.

219

Gezien de verder afgeleide resultaten is het best mogelijk dat de stationariteit hersteld wordt doordat er minder werklozen met een (te) lage e-waarde instromen.

220 221

Er is dan wel een tijd lang geen stationariteit, maar uitdrukking (54) moet altijd gerespecteerd blijven.

Als α niet wijzigt heeft de miminumloonsverhoging geen direct effect op de reservatieniveaus van de werkgevers met een loon hoger dan w'min, wat de effecten vereenvoudigt.

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt h'(w'min )= (1-ζ)H(w'min) / (1 - ζ H(w'min))

141 (65)

Als gevolg van het verdwijnen van de fractie ζ H(w'min) van de vacatures geldt ook ∀ w > w'min: h'(w)=h(w)/(1 - ζ H(w'min)) > h(w) H ′(w) =

w

∫

h ′(w)dw =

w 'min

H(w) - ζH( w'min ) 1 - ζH( w'min )

β'=β (1-ζH(w'min))

(66) (67)

(68)

Van de bovenstaande uitdrukkingen beweren wij niet dat zij overeenstemmen met het nieuwe stationaire jobmarktevenwicht. Zij illustreren enkel de directe impact van een verhoging van het minimumloon in het geval α constant blijft.

5.1.2

Het effect van w'min op τ(e).

Als men de verdelingsfunctie H(w) vervangt door H'(w) dan worden de τe's in de nieuwe situatie opnieuw gegeven door (59). Bijgevolg geldt: ∀ e met wre > w'min: τ'e = β'(H'(w*e) - H'(wre))

(69)

Door substitutie van β' en H'( ) door (68) en (67) kan aangetoond worden dat: ∀ e met wre > w'min: τ'e = β(H(w*e) - H(wre))=τe

(70)

De door de werklozen met wre > w'min gehanteerde reservatielonen zijn exact dezelfde als die van voor de introductie van het minimumloon. Dit komt omdat alle werkgevers met w > w’min dezelfde reservatieniveaus hanteren, waardoor voor alle werklozen dezelfde w*e's gelden (zie appendix II.8). De uitstroomkansen van werklozen die in de oorspronkelijke situatie een reservatieloon hanteerden dat groter is dan w'min wijzigen dus niet als gevolg van het minimumloon. Zodra het nieuwe minimumloon het oorspronkelijke reservatieloon overtreft of wre < w'min zullen er wel effecten zijn. Conform (59) geldt:

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

142

∀ e met w*e ≥ w'min > wre: τ'e = β'H'(w*e)

(71)

Het vervangen van β' en H'() door hun uitdrukkingen in (68) en (67) geeft: ∀ e met w*e ≥ w'min > wre: τ'e =β(H(w*e)-ζH(w'min))

(72)

Verder geldt: ∀ e met w*e < w'min: τ'e = 0

(73)

Nu het verloop van τ'e bepaald is kan het voor alle e vergeleken worden met τe. Dat gebeurt in tabel 2.1. De tabel rapporteert alle mogelijke situaties waarbij wmin>b en emin < erwmin . In tabel 2.1 worden de werklozen opgedeeld in vijf groepen, gerangschikt volgens de grootte van e. Tabel 2.1: Het effect van het introduceren van een minimumloon op de uitstroomintensiteit uit de werkloosheid e∈ (e"', emax)

τe β(H(w*e)-H(wre))

τ'e

relatie =

β(H(w*e)-H(wre))

voorwaarden w*e > w'min>wmin wre ≥ w'min>wmin

(e', e"']

β(H(w*e)-H(wre))

<

β(H(w*e)-ζH(w'min))

> (e"", e']

βH(w*e)

>

w*e > w'min>wmin w'min > wre ≥ wmin

β(H(w*e)-ζH(w'min))

w*e > w'min>wmin w'min > wmin > wre

(e", e""]

βH(w*e)

>

0

w'min > w*e ≥ wmin w'min > wmin > wre

(emin,e"]

0

=

0

w'min > wmin > w*e w'min > wmin > wre

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

143

Voor twee groepen heeft de introductie van het minimumloon geen effect. Dat is die waarbij wre reeds hoger was dan w'min en die waarbij de werkloze reeds voor de aanwezigheid van een minimumloon geen jobs aangeboden kreeg. In de drie andere groepen is er wel een effect. In de voorlaatste groep werklozen, waar e tussen e" en e"" ligt, leidt de introductie van het minimumloon er toe dat er geen banen meer aangeboden worden. Dit zijn werklozen met een w*e hoger dan wmin, maar lager dan w'min. Zij kunnen in de nieuwe situatie enkel aan de permanente werkloosheid ontsnappen door hun e-waarde te verhogen. Bedenk dat deze groep altijd getroffen wordt door de introductie van het minimumloon, ook als ζ=0, waar geen enkele werkgever met w < w'min de jobmarkt verlaat bij het introduceren van het minimumloon. Ook voor de volgende groep werklozen (met e tussen e"" en e') leidt de introductie van het minimumloon tot een lagere uitstroomintensiteit uit de werkloosheid. De mate waarin de uitstroomintensiteit daalt hangt wel af van ζ. Hoe meer werkgevers de jobmarkt verlaten vanwege het minimumloon, hoe meer de uitstroomintensiteit voor deze groep daalt. Als geen enkele werkgever zijn aantal vacatures vermindert, is τ'e=τe. De voorwaarden om tot deze groep te behoren zijn dat wmin > wre en w*e ≥ w'min. Zodra wre ≥ wmin wordt τe niet meer gegeven door β H(w*e), maar door β(H(w*e)-H(wre)). In de groep (e', e"'] is τ'e=β(H(w*e)-ζH(w'min)). Aangezien daar wre < w'min en ζ ≤ 1 kan die uitdrukking zowel groter als kleiner dan β(H(w*e)-H(wre)) zijn. Bij ζ=0 is τ'e > τe, bij ζ=1 geldt het tegenovergestelde. Hoe hoger het oorspronkelijk reservatieloon, hoe meer kans dat τ'e > τe. Dit resultaat is ook intuïtief aannemelijk. Voor werklozen met een reservatieloon een fractie lager dan het nieuwe minimumloon, verhogen de uitstroomkansen uit de werkloosheid omdat bij een discreet aantal vacatures met een loon w < wre, het loon nu stijgt tot w'min > wre. Dit wil zeggen dat er een groep werklozen bestaat waarvoor de intensiteit waarmee een job gevonden wordt stijgt bij het verhogen van het minimumloon222. Als ζ=0, dan is τ'e > τe voor de hele groep e ∈ (e',e"']. Als 0<ζ<1 dan is τ'e < τe voor waarden van wre dicht bij wmin en τ'e > τe voor waarden dicht bij w'min. Gegeven propositie 2 impliceert dat, dat er binnen de groep (e',e"') een niveau van e bestaat waarboven het invoeren van het minimumloon w'min een positief effect heeft op de uitstroomintensiteit en waaronder het effect negatief is. 222

De enige voorwaarde is dat er een groep werkzoekenden bestaat met wre > wmin en dat ζ < 1.

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

144

De introductie van een minimumloon heeft dus minder eenduidige effecten op de uitstroomintensiteit uit de werkloosheid dan men op het eerste gezicht zou vermoeden. Het impliceert niet alleen dat er een afruil bestaat tussen het inkomen voor sommige werkenden en de uitstroomkansen van bepaalde werklozen, maar het brengt ook een herverdeling van de kansen op het vinden van werk binnen de groep werklozen met zich mee. Een verlaging of afschaffing van het minimumloon zorgt er voor -op voorwaarde dat de ζ ook in omgekeerde richting werkt- dat een groep werklozen die anders permanent werkloos was, opnieuw uitstroomkansen uit de werkloosheid krijgt en dat de uitstroomkansen van een groep, die vroeger marginale uitstroomkansen had, toenemen. Tegelijkertijd bestaat er een reële kans dat men de uitstroomintensiteit van werklozen, die vroeger net bereid waren te werken tegen het minimumloon, verlaagt. Deze groep zal constateren dat er minder jobs met een voor hen aanvaardbaar loon aangeboden worden. Bemerk dat wij dit resultaat afleidden in afwezigheid van het bestaan van een werkloosheidsval (b > wmin). Als er wel dergelijke situaties bestaan vormt dat een extra reden om sceptisch te staan tegenover het “gunstige” effect van een verlaging van minimumlonen op de uitstroomkansen van werklozen. Een vanuit efficiëntiestandpunt pervers effect van een verlaging of afschaffing van het minimumloon is dat men daardoor de intensiteit voor het vinden van werk verlaagt voor een groep werklozen om ze te verhogen voor werklozen met een lagere verwachte productiviteit. In het licht van statistische discriminatie (zie ook hoofdstuk 3) wordt de e-waarde van een werkloze beïnvloed door zichtbare kenmerken zoals zijn opleiding of nationale groep. Bij aanwezigheid van statistische discriminatie en differentiatie zou het effect van het bestaan van een minimumloon schematisch als volgt kunnen voorgesteld worden: Groep met e ∈ (e"',emax): Belgen met hoge opleiding → bestaan minimumloon heeft geen effect Groep met e ∈ (e',e"'): Belgen met lagere opleiding & allochtonen met hoge of middelhoge opleiding

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

145

→ bestaan minimumloon heeft voor sommigen gunstig effect op uitstroomkansen Groep met e ∈ (e",e'): Belgen met zeer lage opleiding & allochtonen met lagere en zeer lage opleiding

→ bestaan minimumlonen heeft negatief effect op uitstroomkansen In het bovenstaande voorbeeld leidt het afschaffen van het minimumloon wel tot een kortere werkloosheidsduur voor een (in werkelijkheid omvangrijke) groep van allochtonen met een lage tot zeer lage opleiding en een (relatief beperkte) groep Belgen met een zeer lage opleiding. Dit gaat echter mogelijk ten koste van een groep Belgen met een lage of middelmatige opleiding en een groep allochtonen met een hogere opleiding. Een afschaffen van minimumlonen heeft dan de volgende effecten, waarvan men de politieke wenselijkheid in vraag kan stellen: 1) Er worden wel nieuwe (laag betaalde) banen gecreëerd, maar er treedt ook een vervanging op van tewerkstelling van lager geschoolde Belgen door lager geschoolde allochtonen. 2) De τe's van sommige hoger geschoolde allochtonen dalen, terwijl die van laag geschoolde allochtonen toenemen223. Dit beïnvloedt de incentieven voor het volgen van hogere studies voor allochtonen negatief.

5.2

Het effect van een wijziging in de (stationaire) toestand op de arbeidsmarkt op reservatielonen en niveaus en uitstroomkansen

In deze sectie gaan wij na hoe de uitstroomintensiteit uit de werkloosheid per e-waarde reageert op een verbetering/verslechtering van de situatie op de jobmarkt, waarbij het totaal aantal werklozen of vacatures (en hun verhouding) wijzigt. Het resultaat is voorwaardelijk, omdat wij geen algemene oplossing van het jobmarktmodel (equaties (46) tot (54)) hebben afgeleid. Toch kan een toetsbare stelling naar voor geschoven worden. In sectie 5.2.1 wordt de redenering 223

Dit steunt op het bestaan van discriminatie tegen allochtonen met een hogere of middelhoge opleiding, anders zouden zij in de eerste groep zitten. De resultaten in hoofdstuk 5 laten zeker toe dat er discriminatie is van

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

146

opgebouwd. In sectie 5.2.2 volgt een bespreking. Er wordt opnieuw verondersteld dat ewr min > emin en wmin >b, zodat de reservatieniveaus van werkgevers met w=wmin een bindende

restrictie vormen. Wij sluiten bovendien de situatie uit waar de reservatielonen nooit een bindende restrictie vormen.

5.2.1

Het directe effect van een wijziging in U ,V en α, β op de uitstroomkansen

De voorwaarden voor stationariteit in (46) en (47) zorgen ervoor dat αV en βU endogeen zijn binnen het jobmarktevenwicht. Wij veronderstelden dat U en V exogeen zijn. Een wijziging in U en V beïnvloedt het jobmarktevenwicht via hun impact op α en β. Een daling van V leidt intuïtief tot een toename van α, een daling van U tot een toename van β. De uiteindelijke effecten kunnen (afhankelijk van de reactie van reservatieniveaus en lonen) ook meer gespreid zijn. Een daling van V gegeven U kan leiden tot een gedeeltelijke toename van α en een gedeeltelijke daling van β. Hieronder leiden wij de effecten af van een wijziging in α en β op de uitstroomintensiteit uit de werkloosheid. Dat gebeurt uitgaande van de relaties (50) tot (53) bij een constante H(w) en P(e).Uit het resultaat volgt evenwel dat in een nieuw stationair evenwicht ook deze verdelingen gewijzigd zijn. Het effect van α op erw bij een gegeven P(e) kan nagegaan worden vertrekkend van de uitdrukking (39) voor het reservatieniveau gehanteerd door de werkgever met het loon w. Het totaal differentiëren van (39) naar erw en α en herschrijven levert224: d erw ( erw - w) = >0 dα α (1+ α (P( * ) - P( r ))) ew ew r

(78)

Uitdrukking (78) zegt dat, gegeven de verdeling P(e) en het te betalen loon w, hoe groter de intensiteit waarmee werkgevers geconfronteerd worden met werklozen, hoe hoger het reservatieniveau van de werkgever. Een verhoging van α zorgt er dus voor dat werkgevers bij hetzelfde loon strengere eisen stellen. De werkgevers profiteren met andere woorden van een

Marokkanen en Turken met een diploma van het hoger secundair technisch onderwijs. 224

Een winstgevende aanwezigheid op de jobmarkt vereist dat erw > w, waardoor derw/dα > 0.

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

147

groter relatief aanbod van werklozen door een hoger reservatieniveau te hanteren225. Door totale differentiatie van (23) naar β en wre en herschrijven kan men ook afleiden: d wer = dβ

β (1 +

β r

( wer - b) * e

(79)

>0 r e

(H( w ) - H( w )))

Volgens uitdrukking (79) leidt een hogere intensiteit waarmee werklozen werkgevers ontmoeten tot een hoger reservatieloon. Als β daalt zullen de gehanteerde reservatielonen dalen. Nu kan, voor gegeven verdelingen P(e) en H(w), het

effect van een wijziging in α en β op de

uitstroomintensiteit uit de werkloosheid afgeleid worden. Voor werklozen waarvoor het reservatieloon een bindende restrictie is τe= β (H(w*e) - H(wre)). Het effect van een kleine toename in β (bij constante α )op τe wordt dan gegeven door: ∂ w* ∂ wr ∂ w*e ∂ wer dτe = (H( w*e ) - H( wer )) + βh( w*e ) e - βh( wer )( *e + ) dβ ∂β ∂ we ∂β ∂β ∂ w*e ∂ w*e met = 0, ∀e ≥ e2r , en > 0, ∀e < e2r ∂β ∂β

(80)

In (80) wordt duidelijk gemaakt dat een toename van β niet enkel een (positief) effect heeft op het reservatieloon van alle werklozen, maar ook het maximaal haalbare loon voor werklozen met e < er2

226

gunstig beïnvloedt. Dat komt omdat de toename van de reservatielonen met relatief

hoge e-waarden als gevolg van een hogere β ervoor zorgt dat de maximaal haalbare lonen voor een corresponderende groep met lagere e-waarden stijgt. Uit (80) volgt ook dat een daling van β een groter ongunstig effect heeft op de uitstroomkansen van werklozen met een e-waarde lager dan er2, omdat voor die groep ook w*e daalt. Er is een nog groter effect op de uitstroomkansen van die groep werklozen wier reservatieloon lager is dan wmin. Die kunnen hun uitstroomkansen immers niet op peil houden door hun reservatieloon te laten dalen. Tabel 2.2 geeft een overzicht van het effect van een afname in β voor werklozen met verschillende e-waarden. In tegenstelling tot in (80) gaat het nu om het effect van een discrete

225 226

Aangezien Vvw=(erw-w)/r, impliceert een hoger reservatieniveau ook een hogere vacature-zoekwaarde.

er2 werd gedefinieerd in (A.II.21). Als het reservatieloon wr1 van de groep werklozen met de hoogste ewaarde bindend is, dan is er2 het reservatieniveau van de werkgever met het loon wr1.

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

148

daling van β tot β'. Een daling van β bij constante α heeft bij de werklozen met de hoogste e waarden (de volledige groep tussen er1 en emax en een deel van de groep met e tussen e'2 en er1 ) enkel een effect op het gehanteerde reservatieloon227. Dat zal dalen. Tabel 2.2: Het effect van een discrete daling van β op de uitstroomintensiteit uit de werkloosheid bij een constante α e∈

(er1, emax)

τe β(1-H(wre))

τ'e

Relatie

?

β'(1-H(wre'))

Voorwaarde(n)

Wmax=w*e=w*e'≥wmin Wr1=wre >wre'≥wmin,

(e'2, er1]

β(H(w*e)-H(wre))

?

β'(H(w*e’)-H(wre'))

Wmax>w*e>w*e'≥wmin wr1>wre >wre'≥wmin,

(e', e'2]

β(H(w*e)-H(wre))

?

β'H(w*e')

> (e"2, e']

βH(w*e)

>

Wmax>w*e> w*e'≥wmin wr1>wre >wmin >wre'

β'H(w*e')

Wmax>w*e> w*e'≥wmin wr1>wmin >wre >wre'

(e", e"2]

βH(w*e)

>

0

Wmax>w*e>wmin >w*e' wr1>wmin >wre >wre'

(emin, e"]

0

=

0

Wmax>wmin>w*e >w*e' wr1>wmin >wre >wre'

Vanaf e-waarden net onder er2 is w*e'< w*e228. er2 staat niet in tabel 2.2 maar bevindt zich ergens tussen e" en er1229. Omdat reservatielonen bij de nieuwe waarde van β lager liggen zullen zij 227

Bij e'2 is het nieuwe reservatieloon gelijk is aan wmin. Voor de definitie van er1 verwijzen wij naar (A.II.15).

228

Om dat in te zien kan men kijken naar figuur 2.3 en zich het effect voorstellen van een verlaging van wr1 op de w*e voor e < er2. Het vlakke stuk in w*(e), dat begon bij er2, schuift nu naar beneden, tot het loon wr1' bereikt is. Waar zij voorheen een vlak verloop had voor waarden net onder er2, heeft de functie w*(e) daar nu een geheld verloop (in het verlengde van het vorige gehelde stuk); daardoor is het zeker dat w*e' < w*e.

229

Voor de definitie van e", zie uitdrukking (59).

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

149

reeds vanaf een waarde van e'2 > e', met e' zoals gedefinieerd in (59), kleiner worden dan wmin. Dat geeft aanleiding tot de derde situatie in tabel 2.2. Hierbij is wre ≥ wmin, maar is wre'< wmin. Omdat β'<β en w*e'< w*e is het zeker dat de uitstroomintensiteit in deze groep negatief beïnvloed wordt door de daling van β voor werklozen met wre=wmin of daar net boven. Het negatief effect is ook zeker voor een nieuwe groep werklozen die na de daling van β geen uitstroomkansen meer heeft. Gegeven dat e">emin, wmin >b en wr1 > wmin bestaat er zeker een dergelijke groep. Dat komt omdat de reservatieloondaling de e*w van alle werkgevers met w < wr1 verhoogt. Die hanteren daarom een hoger reservatieniveau. Omdat ook de werkgever met het loon wmin dat doet (zijn reservatieniveau stijgt van e" tot e"2) wordt de groep werklozen zonder uitstroomkansen uitgebreid. Zoals dat van een wijziging in β kan ook het effect van een kleine wijziging in α op de uitstroomintensiteit afgeleid worden: dτe ∂ w* ∂ wr ∂ w*e = βh( w*e ) e - βh( wer )( *e ) dα ∂α ∂ we ∂α ∂ w*e ∂ w*e met = 0, ∀e ≥ e2r , en < 0, ∀e < e2r ∂α ∂α

(81)

Door de hogere eisen dalen de w*e 's voor sommige werklozen, die daarop hun wre’s verlagen. Die reactie zwakt het negatieve effect van de toename van α op de uitstroomintensiteit af. De reservatielonen kunnen enkel dat effect hebben als zij hoger zijn dan wmin. Tabel 2.3 geeft het effect van een discrete toename van α (zonder dat β stijgt). De groep werklozen met de hoogste verwachte productiviteit ondervindt geen invloed van de hogere intensiteit waarmee werkgevers werklozen ontmoeten. De werkgever met het loon wmax hanteert als gevolg van (78) wel een hoger reservatieloon er1'. Zo ontstaat er een groep werklozen die vroeger een kans hadden op het hoogste loon en nu niet meer. Die groep bestond niet in tabel 2.2. De overige groepen in tabel 2.3 stemmen overeen met die in tabel 2.2. Het resultaat van een verhoging van α stemt voor deze overige groepen formeel overeen met die in tabel 2.2, met dien verstande dat nu vanaf de tweede groep in tabel 2.3 w*e'< w*e.

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

150

Tabel 2.3: Het effect van een discrete toename van α op de uitstroomintensiteit uit de werkloosheid bij een constante β e∈ (er1', emax)

τe

relatie

β(1-H(wre))

=

τ'e β(1-H(wre'))

Voorwaarden Wmax =w*e=w*e'>wmin wr1=wre=wre' ≥wmin,

(er1, er1']

β(1-H(wre))

?

β(H(w*e')-H(wre'))

wmax =w*e>w*e'>wmin wr1=wre>wre'≥wmin,

(e'2, er1]

β(H(w*e)-H(wre))

?

β(H(w*e')-H(wre'))

wmax>w*e>w*e'≥wmin wr1>wre >wre'≥wmin,

(e', e'2]

β(H(w*e)-H(wre))

?

βH(w*e')

> (e"2, e']

βH(w*e)

>

wmax>w*e> w*e'≥wmin wr1>wre >wmin >wre'

βH(w*e')

wmax>w*e> w*e'≥wmin wr1>wmin >wre >wre'

(e", e"2]

βH(w*e)

>

0

wmax>w*e> wmin >w*e' wr1>wmin >wre >wre'

(emin, e"]

0

=

0

wmax>wmin >w*e >w*e' wr1>wmin >wre >wre'

5.2.2

Bespreking

Uit de bovenstaande oefeningen blijkt dat een daling van β en een verhoging van α, bij constante H(w) en P(e), een sterker negatief effect hebben op de uitstroomkansen van de werklozen met de laagste e-waarden. Dat komt omdat de verlaging van de reservatieniveaus van werklozen met

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

151

hogere e-waarden de maximaal haalbare lonen van deze groep ondergraaft230 en omdat deze groep haar uitstroomkansen niet op peil kan houden door de reservatielonen te verlagen231. Er is zelfs een groep werklozen die in het nieuwe evenwicht geen uitstroomkansen meer heeft. Uit het disproportioneel sterk effect van een wijziging in α en β op de uitstroomkansen van werklozen met lage e-waarden, en het effect op de grootte van de groep zonder uitstroomkansen volgt echter dat in het nieuwe jobmarktevenwicht, als het bestaat, p(e) en h(w) zullen verschillen van hun verloop in het evenwicht (met een grotere dichtheid voor de lage e-waarden...). Omdat in tabel 2.2 en 2.3 gewerkt werd met een constante p(e) en h(w) is de uitgevoerde analyse niet meer dan een techniek die toelaat om de intuïtie over de verwachte effecten van een wijziging in U en V (en hun verhouding) aan te scherpen. Toch voelen wij ons zeker genoeg om de volgende toetsbare stelling te formuleren:

Een toename in de verhouding U/V heeft, zowel via een verlaging van de intensiteit waarmee individuele werklozen werkgevers ontmoeten, als via een verhoging van de intensiteit waarmee individuele werkgevers werklozen ontmoeten een disproportioneel sterk negatief effect op de uitstroomkansen van de werklozen met de laagste e-waarde en vergroot de groep zonder uitstroomkansen op de jobmarkt.

Deze stelling impliceert dat een conjuncturele inzinking die leidt tot een algemene schaarste aan vacante betrekkingen, vooral de uitstroomkansen van de werklozen met de laagste e-waarden treft. Het is interessant zich voor te stellen wat een verlaging of verhoging van de reservatieniveaus van werkgevers in de praktijk kan betekenen. De verdringing232 waarover wij het hebben is niet die van hoger geschoolden die bij een verslechtering van de toestand op hun jobmarktsegment voor complexe banen werk gaan zoeken op de jobmarktsegmenten voor eenvoudiger banen, normaal bestemd voor intermediair of laag geschoolden. Recent onderzoek door Gautier, P. A. (1998) wijst uit dat die laatste variant van de 230

Waardoor ons jobmarktmodel een illustratie vormt van de verdringingshypothese.

231

Die waren reeds lager dan wmin in het oorspronkelijke evenwicht.

232

Voor een bespreking van de verdringingshypothese zie R. Belderbos en C. Teulings (1990).

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

152

verdringingshypothese maar weinig empirische steun vindt. In ons model gaan wij uit van een strikte segmentering van de jobmarkt. Hooggeschoolden blijven dus zoeken op het jobmarktsegment voor complexe banen, ook als het aantal vacatures daar terugloopt. Wat is dan de oorzaak van verschillen in e-waarde binnen een specifiek jobmarktsegment of hoe kan een werkgever er zijn eisen verhogen of verlagen? Ook als voor de uitoefening van een functie een specifieke opleiding vereist is, zijn er mogelijkheden om de eisen te laten variëren. Het belangrijkste mechanisme daartoe is de werkervaring die bovenop een diploma gevraagd wordt. Op basis van een streekproef bij meer dan 3000 bedrijven met vacatures berekenden Simoens, Denys en Denolf (1997) dat in 1996 in 57% van de vacatures werkervaring vereist werd. De auteurs van deze studie delen onze intuïtie met betrekking tot de conjunctuurgevoeligheid van dergelijke eisen wanneer zij verklaren: “…Hierboven hebben we echter reeds vastgesteld dat de knelpunten op de Belgische arbeidsmarkt toenemen. We voorspellen dat de vereisten inzake werkervaring de komende jaren noodgedwongen afgezwakt zullen moeten worden.” (Simoens, Denys en Denolf (1997), p 45)

Ook het bestaan van verschillende opleidingsniveaus binnen dezelfde specialisatie biedt ruimte om de reservatieniveaus te laten schommelen. Zo wordt in het onderwijs een onderscheid gemaakt tussen A en B kandidaten. Kleuterleiders kunnen, mits geen kandidaten met dat dipoma, onderwijzer worden. Regenten, bevoegd voor het lager middelbaar onderwijs, kunnen bij gebrek aan licentiaten in de plaats treden van die laatste. Laten wij vooral niet vergeten dat de e-waarde niets anders is dan de door de werkgever verwachte effectieve arbeidseenheden van een werkzoekende. Dat wil bijvoorbeeld zeggen dat, als werkgevers verwachten dat werkzoekenden uit bepaalde nationale groepen met hetzelfde diploma een lager aantal effectieve arbeidseenheden hebben, zij ook een lagere e-waarde hebben (zie hoofdstuk 3). Als er statistische discriminatie is van vreemde nationale groepen, dan voorspelt dit model dat bij laagconjunctuur allochtonen verdrongen worden door Belgen op alle jobmarktsegmenten waar zij actief zijn. In hoofdstuk 5 (tabel 10 en 11) vinden wij, conform deze voorspelling, dat de conjuncturele achteruitgang van het begin van de jaren 90 een sterker en vooral een sneller233 negatief effect gehad heeft op de uitstroomkansen van Turken en

233

De verschillen tussen Turken en Belgen zijn significant voor het jaar 1991, die tussen Marokkanen en

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

153

Marokkanen dan op die van Belgen, zowel bij mannen als bij vrouwen.

6 Alternatieven

voor

de

exogene

bepaling van lonen en vacatures, een bespreking In de laatste afdeling bespreken wij twee opvallende kenmerken van dit jobmarktmodel. Het eerste is het exogeen en “rigide” karakter van de lonen. Dat kan uiteraard verantwoord worden door de institutionele loonvorming in België234. Bovendien is het mogelijk het model uit te breiden met endogeen bepaalde efficiëntielonen (zie afdeling 4, sectie 4.3). Er is echter nog een meer diepgaande verantwoording mogelijk. In sectie 6.1 wordt aangetoond dat de jobmarkt op zichzelf niet in staat is om tot een loonsverdeling te komen die de verdeling van de e-waarden reflecteert. In sectie 6.2 wordt ingegaan op een ander kenmerk van het jobmarktmodel: het exogene karakter van de instroom van nieuwe vacatures.

6.1

6.1.1

Een modelvariant met endogeen bepaalde lonen

Veronderstellingen

Wij gaan na wat het effect is van het endogeen maken van de lonen op ons evenwichtsmodel

Belgen zijn dat ook voor het jaar 1990. 234

Omdat er op dezelfde jobmarkt (bijvoorbeeld die voor “boekhouders” of “magazijniers”) werkgevers actief zijn die behoren tot verschillende sectoren en /of paritaire comité ‘s, elk met een verschillend minimumloon, kunnen de lonen toch nog verschillen tussen werkgevers.

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

154

voor de jobmarkt. De doelstellingsfunctie van de werkgevers blijft de actuele waarde van het zoekproces, gegeven door (35). Naast het reservatieniveau erw, beschikt de werkgever nu ook over het loon als extra instrument. In tegenstelling tot de reservatieniveaus zijn de lonen echter niet onmiddellijk aanpasbaar. Die aanpassing gebeurt geleidelijk. Zo beïnvloeden de lonen in bestaande contracten toch nog die in nieuwe contracten.Wij formuleren een variant van het evenwichtsmodel van de jobmarkt met de volgende aanpassingen t.o.v. de veronderstellingen C1 tot C.5. 1) Lonen in nieuwe en bestaande vacatures die niet optimaal zijn vanuit het standpunt van de actuele waarde van het zoekproces van de werkgever Vv(w) worden met willekeurig kleine stapjes aangepast in de richting aangegeven door dVv (w)/dw. Zodra een optimum bereikt is houdt het proces stil. 2) Buiten het stationaire jobmarktevenwicht gedragen individuele werkgevers en werklozen zich alsof de actuele h(w) en p(e) stabiel zijn, waardoor de resultaten van afdeling 4 ook opgaan als er geen stationariteit is. In de versie met endogene loonbepaling is m°(w) een functie van dVv (w)/dw, waardoor m(w) feitelijk endogeen wordt. Wel blijven wij veronderstellen dat de totale instroom van vacatures gelijk is aan de (exogene) totale instroom van werklozen. Anders bestaat er geen stationair evenwicht. Ook h°(w) is afhankelijk van de waarde van dVv (w)/dw.

6.1.2

Resultaten

Propositie 5: Als werkgevers hun lonen in nieuwe en openstaande vacatures met kleine stapjes aanpassen naar het optimum toe volgens de richting die dVv(w)/dw aangeeft, dan is het enige stabiele evenwicht op de jobmarkt de situatie waarbij het loon voor alle werkgevers gelijk is aan het wettelijk minimumloon.

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

155

Bewijs i stabiliteit situatie waarbij w=wmin, ∀ w. De rationele aanwezigheid van werkgevers op de jobmarkt impliceert dat wmin ≥ b, zodat de situatie waar b > wmin niet behandeld hoeft te worden. Als w=wmin, ∀ w, dan is ∀ e : w*e=wmin. Gegeven dat wmin ≥ b is ook wre ≤ wmin. Bijgevolg is voor alle werkgevers e*w gelijk aan emax. dVv(w)/dw, gegeven in (56), is dan negatief als gevolg van (A.II.20). Een werkgever kan de actuele waarde van zijn zoekproces alleen maar verlagen door een loon hoger dan wmin te hanteren. Dat het evenwicht bestaat volgt uit de (gehandhaafde) veronderstelling (55). ii niet stabiliteit andere verdelingen H(w) Van alle alternatieve verdelingen voor H(w) kan aangetoond zijn dat zij niet stabiel zijn. Dat komt omdat het maximaal aangeboden loon telkens instabiel is en naar beneden toe beweegt. In (56) werd aangetoond dat: dVvw/dw = (1/r)(derw/dw - 1) < 0,

∀ w ≥ wr1

(56)

Zolang het door de werkgever betaalde loon groter blijft dan wr1 leidt een loondaling ondubbelzinnig tot een toename van Vvw. Dat betekent dat alle lonen hoger dan wr1, waaronder het maximumloon, beginnen te dalen. Het bovenstaande impliceert dat Propositie 5 bewezen is zodra kan aangetoond worden dat wr1 < wmax voor alle mogelijke verdelingen van H(w). Als wmax geen massapunt is, is dat vanzelfsprekend. Door het reservatieloon gelijk te stellen aan het maximumloon heeft een werkzoekende in dat geval immers geen reële uitstroomkansen. Ook een massapunt bovenaan de verdeling H(w) kan niet stabiel zijn omdat het, zodra w*e>b, voor de werkzoekende altijd voordelig is een reservatieloon dat een fractie lager is dan w*e , maar hoger dan b, te hanteren 235. 235

Als wre = w*e, met w*e > b een massapunt is dan zou dat betekenen dat Vue = w*e/r, wat niet kan aangezien Vue

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

156

Daardoor ontstaat de mogelijkheid voor individuele werkgevers om het loon een fractie lager dan het maximumloon te zetten en toch dezelfde groep werknemers aan te trekken. Omdat alle werkgevers dat tegelijk doen schuift het massapunt wmax naar beneden. Dit proces gaat door tot er slechts één massapunt, gelijk aan het maximum van b of wmin overblijft.

6.1.2.1 Bespreking

Het variabel en endogeen maken van de lonen leidt tot het opmerkelijke resultaat dat de loonsverdeling op de jobmarkt uitmondt236 in één massapunt dat samenvalt met wmin. Uiteindelijk vormt de bodem onder de lonen het wettelijk minimumloon. Dat impliceert dat onder onze veronderstellingen de jobmarkt zelf niet in staat is voor een stabiele verdeling van de lonen te zorgen. Als aan deze modelvariant een voorspellende waarde gegeven mag worden237, dan is het dat een grotere "flexibiliteit" van de lonen in functie van de situatie op de jobmarkt zeer waarschijnlijk een neerwaartse flexibiliteit inhoudt. Intuïtief gezien is dat het gevolg van het feit dat de reservatielonen zich onmiddellijk aanpassen aan de verdeling van de lonen. Eens een loondaling in gang gezet is botst zij niet op de reservatielonen, daar die ondertussen zelf verlaagd zijn. Dat de lonen slechts geleidelijk naar hun optimum evolueren en de reservatielonen en -niveaus onmiddellijk is in elk geval meer realistisch dan veronderstellen dat de lonen zich onmiddellijk aanpassen238 en de reservatielonen en -niveaus geleidelijk. De propositie toont aan dat lonen niet noodzakelijk een evenwichtsbrengende factor zijn op de jobmarkt. Als zij niet elders vastgelegd worden zorgen zij voor instabiliteit en een neerwaartse spiraal zonder dat er iets hoeft te veranderen aan de omgevingsfactoren. Met de reservatielonen

de waarde is van het zoeken naar werk op het moment dat er nog geen job aangeboden wordt. Een werkloze zal met andere woorden altijd bereid zijn een loon dat een fractie lager ligt dan w*e te aanvaarden gezien het een tijd kan duren voor hij een loon aangeboden krijgt gelijk aan w*e en hij in de tussentijd terugvalt op de uitkering b<w*e. 236

Er wordt niet uitgesloten dat een deel van de lonen tijdelijk naar boven beweegt. Dat is zo als derw/dw >1. Dat kan niet leiden tot een stabiel alternatief evenwicht en ook niet tot een permanente onstabiliteit met lonen boven wmin, omdat elk maximaal loon steeds omlaag geduwd wordt in een volgende ronde.

237

Wij geloven immers niet dat de jobmarkt functioneert volgens de geformuleerde modelvariant.

238

Zoals in de theorie die de jobmarkt als een veiling beschouwt.

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

157

en reservatieniveaus hebben werklozen en werkgevers trouwens reeds een flexibel instrument om te reageren op veranderingen in die parameters en in de verdeling van de aangeboden lonen. In het model met endogene lonen werd verondersteld dat de werkgever de lonen met willekeurig kleine stapjes kan laten dalen. Men zou die veronderstelling kunnen vervangen door een andere waarbij de wijziging van de lonen minstens een discrete eenheid x1 moet bedragen. Pas als de loonsverlaging groter is dan x1 zouden bijvoorbeeld de administratieve kosten die een loonwijziging met zich meebrengt gedekt zijn. In dat geval is wmin niet noodzakelijk het enige stabiele evenwicht. Ook onder deze veronderstelling is stabiliteit echter niet gegarandeerd. Bovendien is bij ondernemingen die een groot aantal mensen willen aanwerven x1 eerder klein.

6.2

Het exogene karakter van de instroom van nieuwe vacatures en werklozen

Een grotere totale instroom van werklozen zonder dat de instroom van vacatures stijgt239 leidt in dit jobmarktmodel (met exogeen bepaalde lonen) tot een niet-stationaire toestand240, waarbij het aantal werklozen stijgt (zie uitdrukking (42)). Er kan pas een nieuw stationair evenwicht komen als de instroom van werklozen terugvalt op het oorspronkelijk niveau of als de instroom van vacatures permanent toeneemt. Als gevolg van de tussenliggende periode van niet-stationariteit is het waarschijnlijk dat in het nieuwe evenwicht het aantal werklozen (en de werkloosheidsduur) structureel hoger ligt. Gegeven (54) zorgt een toename van het aantal werklozen er voor dat α stijgt en/of β daalt, waardoor werkgevers sneller hun vacatures kunnen invullen en werklozen minder snel een werkgever ontmoeten. De werklozen reageren hierop met lagere reservatielonen (zie sectie 5.2), wat de mogelijkheden van sommige werkgevers vergroot.Vanuit neoklassieke hoek kan men opmerken dat de hogere Vvw’s die hieruit resulteren leiden tot meer vacatures, zelfs als de lonen van individuele werkgevers ongewijzigd blijven. De lagere β en de hogere reservatieniveaus van 239

Bijvoorbeeld door een toegenomen participatie van vrouwen op de arbeidsmarkt, of van immigratie.

240

Uitdrukking (55) wordt dan immers niet meer gerespecteerd.

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

158

werkgevers leiden dan weer tot een lagere instroom van werklozen. Wij beamen deze redenering. Dat is zeer waarschijnlijk de wijze waarop de jobmarkt na een periode van instabiliteit terug een stationair evenwicht kan kennen, zodat het aantal werklozen niet hoeft te blijven stijgen. Alleen zegt niets in ons model dat in de nieuwe stationaire toestand de verhouding U/V en dus de werkloosheidsgraad terugvalt op het oorspronkelijke peil. Wij achten het waarschijnlijker dat de verhouding U/V structureel gestegen is. Bovendien geloven wij dat dit terugkoppelingseffect van de Vvw’s naar de instroom van nieuwe vacatures en van de Vue’s naar de werklozen toe in de werkelijkheid enkel onrechtstreeks (en daardoor traag) werkt. Een snelle invulling van vacatures en hoge reservatieniveaus leiden tot lage productiekosten. Voor ondernemingen actief op sterk competitieve outputmarkten241 vertaalt zich dat in lagere verkoopprijzen of minder lange wachttijden voor consumenten (bij duurzame consumptiegoederen zoals auto’s, meubels… zijn wachttijden heel reëel). Beide zwengelen de totale vraag en dus de productie aan, wat leidt tot een groter aantal vacatures. Bij dit onrechtstreekse terugkoppelingseffect kan echter gemakkelijk een kink in de kabel komen, zodat in de praktijk een toename van het aantal actieven of werklozen niet noodzakelijk gepaard gaat met een evenredige toename van het aantal vacatures. De geproduceerde hoeveelheid en de vraag naar arbeid blijft in eerste instantie afhangen van de (conjunctuurgevoelige) vraag naar consumptie en investeringsgoederen en de evolutie in de gehanteerde technologie. De terugkoppeling van de Vvw’s naar het aantal vacatures sluit niet uit dat er tijdelijke of blijvende evoluties in de werkloosheidsgraad zijn. Zij garandeert ook niet dat er nooit werklozen zonder uitstroomkansen kunnen zijn. Het model illustreert wel dat een recessie (die op het model inwerkt via een daling van de instroom van nieuwe vacatures) leidt tot minder lange wachttijden (door de hogere α ’s) en /of hogere erw’s (en dus een hogere Vvw) voor werkgevers. Die elementen kunnen de kiemen zijn voor een latere herneming van de groei. Het bestaan van een onrechtstreekse terugkoppeling van de zoekkosten voor werkgevers naar het aantal vacatures is niet noodzakelijk realistisch voor de werkgevers in de uitgebreide publieke

241

Voor werkgevers met een monopoliepositie op de outputmarkt vooral in hogere winsten.

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

159

sector242. In de publieke sector zijn de te hanteren reservatieniveaus vaak het enige beschikbare instrument om te reageren op de situatie op de jobmarkt. De lonen en het aantal banen worden bepaald door de wet of de ter beschikking gestelde budgetten.

7 Besluit van hoofdstuk 2 Op basis van een zoekmodel voor werklozen en één voor werkgevers met een vacature werd een model voor de werking van de jobmarkt ontwikkeld. De jobmarkt verenigt alle werkgevers met een vacature en alle werknemers en werklozen op zoek naar een (nieuwe) baan243. Het model beschrijft de werking van de jobmarkt in het geval werkgevers hun aangeboden lonen en het aantal vacatures niet aanpassen aan de situatie op de jobmarkt. Wel variabel zijn de gehanteerde reservatieniveaus door werkgevers en de reservatielonen van werklozen. Het exogeen houden van de lonen is in overeenstemming met de realiteit van institutionele loonvorming in België via de loonnorm, de wettelijke minimumlonen en de sectorale en nationale CAO’s met betrekking tot lonen en arbeidsvoorwaarden.

Een tweede argument

hiervoor is dat, ondanks grotere kansen tot vrije loonbepaling op de jobmarkt dan op die voor bestaande contracten, werkgevers altijd eerst met een aanpassing van hun reservatieniveaus zullen reageren op een aanbod of vraagschok op de jobmarkt en pas nadien (eventueel) met een aanpassing van de lonen of het herzien van het aantal vacatures. De stelling dat reservatielonen en reservatieniveaus sneller reageren op de toestand op de jobmarkt is in overeenstemming met de verdringingshypothese (zie o.m. Thurow (1976) en Belderbos en Teulings (1990)). In propositie 5 werd aangetoond dat juist die snellere reactie van reservatielonen en -niveaus ertoe leidt dat als de loonbepaling uitsluitend gericht is op het maximaliseren van de zoekwaarde van werkgevers met een vacature, alleen een situatie waarbij alle w=wmin stabiel is.

242

Het betreft hier alle instellingen waarvan de personeelskost geheel of gedeeltelijk door de overheid gedragen wordt (naast de staat en de regionale overheid zelf ook de medische sector, het onderwijs, de culturele sector, gesubsidieerd personeel van VZW's,...). 243

Zij verschilt van de markt voor bestaande contracten die alle werknemers en hun werkgevers samenbrengt.

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

160

Dit resultaat onderstreept het belang van wettelijke minimumlonen244. Wij trokken de aandacht op het feit dat minimumlonen een massapunt in de loonverdeling genereren. Niet alle werkgevers die zonder minimumloon een lager loon zouden aanbieden trekken zich immers terug uit de job en/of arbeidsmarkt. Voor werkgevers die een hoger loon aanbieden dan het wettelijke minimum is een alternatieve verklaring nodig. De theorie van de efficiëntielonen, waarbij werkgevers met minder directe controle op de inspanningen van hun personeel of met hoge opleidingskosten (om jobrotatie te vermijden) hogere lonen aanbieden dan het minimum, geeft een deel van de verklaring. Belangrijk is dat er daardoor op bepaalde jobmarktsegmenten en op de jobmarkt als geheel een (imperfecte) segmentering ontstaat tussen werklozen met hoge en lage e-waarden. Ondernemingen betalen echter geen verschillende lonen om, zoals vaak gedacht wordt, bekwamer personeel aan te kunnen trekken. De redenering is eerder andersom. Hogere lonen, noodzakelijk gemaakt door gebrek aan controle op “shirking”, bedoeld om jobrotatie te vermijden of afgedwongen door de vakbond…, leiden ertoe dat de onderneming hogere eisen stelt bij de aanwerving van nieuw personeel. Wij toonden aan dat zelfs als zij de werkgevers niet in staat stellen om kandidaten met hogere e waarden aan te trekken, hogere lonen leiden tot hogere reservatieniveaus (propositie 2). Zoals dat normaal is in zoekmodellen reageren werklozen op een gunstiger individueel jobaanbod met een verhoging van hun reservatieloon. Werkgevers die met een gunstiger verdeling van de aangeboden verwachte vaardigheden (=de e-waarde) van werkzoekenden geconfronteerd worden, reageren daarop met een verhoging van hun eisen. Dat leidt tot een jobmarktevenwicht waarbij het maximaal aangeboden loon en de uitstroomkansen uit de werkloosheid een normaal een niet dalende functie zijn van het verwacht aantal effectieve arbeidseenheden van een werkloze245. Binnen een aldus functionerende jobmarkt besteden wij aandacht aan de positie van werklozen met lage e-waarden. Voor werklozen met marginale uitstroomkansen kon aangetoond worden dat een verhoging van de verwachte vaardigheden bij alle mogelijke verdelingen van de lonen tot

244

Hieronder vallen zowel het nationale intersectoriële minimumloon als de sectoriële minimumlonen die via een CAO kracht van wet gekregen hebben.

245

De enige uitzondering is die waarbij een stijging van w*e tot zo’n stijging van wre leidt dat de uitstroomintensiteit daalt. Dit vraagt echter dergelijke restricties op de verdeling van de aangeboden lonen, dat dit resultaat erg onwaarschijnlijk is. Zie ook Devine en Kiefer (1991) en appendix II.3.

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

161

hogere uitstroomkansen leidt. Dit geldt zowel in het geval de lage uitstroomkansen veroorzaakt worden door de minimumlonen als in het geval de werkloosheidsuitkering leidt tot het bestaan van (bijna) permanente werkloosheid. In het eerste geval kan zelfs meer gezegd worden. Bij werklozen met e-waarden net onder ewr min leidt een verhoging van e tot de omzetting van onbestaande uitstroomkans in een reële uitstroomkans246. Een dergelijk resultaat bestaat niet als de werkloosheidsuitkeringen tot permanente werkloosheid leiden. Een kleine verhoging van e (tot net boven b) leidt in dat geval maar tot een even kleine stijging van de uitstroomkans. Werklozen hebben dus een groter incentief om te investeren in e als minimumlonen de bodem van de lonen vormen dan als die rol vervuld wordt door werkloosheidsuitkeringen. De resultaten van dit model zijn bijzonder relevant voor de positie van werklozen uit de Turkse, Italiaanse of Marokkaanse nationale groep op de jobmarkt in België. Door hun lage scholing en het bestaan van discriminatie op basis van verwachte bijdrage tot de productie247 zijn die oververtegenwoordigd in de groep met lage e-waarden op de jobmarkt. Daar moet nog aan toegevoegd worden dat de beroepen (arbeider) en sectoren (industrie, steenkoolmijnen) waarin de oorspronkelijke gastarbeiders geconcentreerd zaten en waarnaar de opleiding van hun kinderen vaak gericht is, veel meer hebben geleden onder de herstructurering van de economie in de laatste decennia. Werklozen die verplicht zijn buiten de jobmarkten waarin zij ervaring hebben te zoeken hebben een lagere e-waarde, wat leidt tot een langere zoektijd. Dat het model het bestaan van werklozen zonder uitstroomkansen (zelfs al zijn zij bereid te werken) toelaat, is op zichzelf een belangrijk resultaat. Vooral opmerkelijk is dat de groep zonder uitstroomkansen ook personen met een e-waarde hoger dan het minimumloon omvat (propositie 4)248. Het is meer dan waarschijnlijk dat de laaggeschoolden uit de vernoemde nationale groepen

246

Dat is het gevolg van het feit dat bindende minimumlonen tot een massapunt in de verdeling H(w) leiden.

247

In het geval werkgevers allochtonen discrimineren op basis van stereotype beelden of bijvoorbeeld in anticipatie van racistische reacties van andere werknemers of klanten. Niet in het geval de werkgevers zelf racistisch zouden zijn. Werklozen worden in dit hoofdstuk immers uitsluitend geordend in functie van hun verwachte aantal effectieve arbeidseenheden.

248

Het is irrelevant of wmin een wettelijk minimumloon is of niet voor de geldigheid van propositie 4.

Hoofdstuk 2 : De werking van de jobmarkt

162

oververtegenwoordigd zijn in de groep werklozen zonder reële uitstroomkansen249. De oplossing die wij voorstellen om uit deze situatie te raken is echter niet het verlagen van de minimale bruto-uurlonen250. Dat niet alleen omdat zoiets leidt tot meer armoede onder werkenden, maar ook omdat dat de incentiefstruktuur voor werklozen om hun e-waarde te verhogen ongunstig beïnvloedt. Wij toonden ook aan dat een verlaging van een minimumloon de tewerkstellingskansen van een groep werklozen met zeer lage e-waarden verhoogt, maar tegelijk de uitstroomkansen van werklozen met hogere e-waarden, die een reservatieloon hanteren net onder of gelijk aan het oorspronkelijke minimumloon, verlaagt. Het jobmarktmodel reikt ook oplossingen aan. Er moet een onderscheid gemaakt worden tussen werklozen met e net onder ewr min en die met e ver eronder. Voor de eerste groep is een ruim aanbod aan opleidingsprogramma ‘s, zoals die geboden door de VDAB waarschijnlijk erg effectief. Voor de tweede groep dient de overheid zelf tewerkstellingsinitiatieven te nemen251. Een tweede oplossing voor het verhogen van de uitstroomkansen van werklozen met (te) lage ewaarden komt van de economische conjunctuur. In een stationair jobmarktevenwicht waarbij werklozen relatief weinig werkgevers ontmoeten (β laag), en werkgevers veel werklozen (α hoog), zijn het vooral werklozen met lage e waarden die hun uitstroomkansen zien dalen, of zelfs helemaal zien wegvallen. In een jobmarktevenwicht waarbij er relatief veel vacatures zijn is het omgekeerde waar. De algemene toestand op de jobmarkt heeft een disproportioneel sterk effect op de uitstroomkansen van werklozen met lage e-waarden. Ook dit is uiteraard een belangrijk resultaat in de context van werkloosheid van allochtonen en laag geschoolden.

249

Zie hoofdstuk 3 (propositie 8) voor een bewijs hiervan bij statistische discriminatie.

250

Een verhoging kan zelfs meer aangewezen zijn wil men iets doen aan werkloosheidsvallen bij groepen werklozen met hoge uitkeringen en/of met een hoog inkomen van de partner. Een verlaging van de patronale bijdragen kan wel zorgen voor een versoepeling van de eisen en onrechtstreeks, als de loonkostendaling leidt tot een grotere verkoop, tot meer vacatures.

251

Voorbeelden zijn beschutte werkplaatsen, de vele programma ’s voor gesubsidieerde tewerkstelling (die ook wel op hoger geschoolden gericht zijn) en het systeem van de Plaatselijke Werkgelegenheidsagentschappen.

Hoofdstuk 3 : Statistische discriminatie op de jobmarkt

163

Hoofdstuk 3 Statistische discriminatie op de jobmarkt

In hoofdstuk 2 werden werklozen geclassificeerd volgens hun verwachte effectieve arbeidseenheden. Elke werkloze krijgt bij een ontmoeting met een werkgever een e-waarde toegekend. Die is specifiek voor de werkloze en is, binnen een jobmarktsegment, onafhankelijk van de werkgever. In dit hoofdstuk wordt nagegaan hoe die e-waarde zich verhoudt tot de werkelijke effectieve arbeidseenheden q als werkgevers statistische discriminatie bij aanwerving toepassen. Het uitgangspunt is het model van statistische discriminatie van Phelps (1972) en Aigner en Cain (1977). Typisch in hun modellering van statistische discriminatie is dat werkgevers, naast informatie over de nationale groep ook informatie hebben over een geheel van (relevante) individuele kenmerken. Een voorbeeld hiervan is het behaalde diploma. Het diploma vormt samen met andere onmiddellijk geobserveerde individuele kenmerken een testscore die wordt beschouwd als een onvertekende maar imperfecte252 schatter van de werkelijke effectieve arbeidseenheden. Werkgevers die statistische discriminatie toepassen houden niet enkel rekening met de individuele kenmerken van de kandidaat maar ook met de informatie die zijn nationale groep levert over zijn verwachte vaardigheden. Phelps (1972) en Aigner en Cain (1977) veronderstellen dat werkgevers het gemiddelde aantal effectieve arbeidseenheden µj van werknemers van nationale groep j kennen. Wij tonen aan (afdeling 2) dat de door deze auteurs afgeleide 252

Alhoewel de benadering van Phelps en Aigner en Cain navolging kende bij andere auteurs (zie Lundberg en Startz (1983) en Oettinger (1996)), werden er ook modellen geformuleerd voor een situatie waarbij werkgevers beschikken over een test die volledige informatie geeft (zie Arrow (1973) en Borjas en Goldberg (1978). Deze modellen komen niet expliciet aan bod, maar de resultaten worden vergeleken met die van het veralgemeende model in afdeling 2.

___________________________________________________________________________ Nummer 134

2000

Hoofdstuk 3 : Statistische discriminatie op de jobmarkt

164

resultaten (geformuleerd in propositie 6) ongewijzigd blijven in een meer algemeen model van statistische discriminatie, waar werkgevers enkel beschikken over een zuivere schatter van µj en de onderliggende verdeling van de productiviteit niet normaal is. Deze veralgemening maakt het model weerbaarder tegen kritiek vanuit de hoek van de "prejudice" en "stereotype" modellen (zie hoofdstuk I) en laat toe het bestaan van statistische discriminatie empirisch te toetsen tegen alternatieve modellen van discriminatie. In afdeling 3 wordt nagegaan wat er gebeurt als de selectieprocedure bestaat uit meerdere ronden. Daarmee wordt de idee dat de verwachte productiviteit kan worden gesynthetiseerd door één e-waarde waarover gratis individuele testresultaten beschikbaar zijn, genuanceerd. Er wordt aangetoond dat in het (waarschijnlijke) geval dat de selectie gebeurt in meerdere ronden leden van groepen met een lage verwachte productiviteit globaal minder op hun individuele kenmerken worden beoordeeld dan andere werkzoekenden (propositie 7). Afdeling 2 en 3 worden geschreven met in het achterhoofd het jobmarktmodel van hoofdstuk 2 en niet met de veronderstelling van Aigner en Cain (1977) van een arbeidsmarkt die werkt als een veiling. In afdeling 4 gaat de aandacht meer expliciet naar de gevolgen van statistische discriminatie binnen het jobmarktmodel. Wij tonen aan dat statistische discriminatie leidt tot een ondervertegenwoordiging in de tewerkstelling van groepen die gemiddeld niet voldoen aan de eisen gesteld in een baan (propositie 8). Dat leidt tot een groter aandeel van permanente werklozen dan de verdeling van effectieve arbeidseenheden bij de gediscrimineerde nationale groepen verantwoordt. De kans op ondervertegenwoordiging van gediscrimineerde groepen is groter bij banen met opleidingskosten voor de werkgever omdat daar hogere eisen worden gesteld. In afdeling 5 wordt ingegaan op de implicaties van segregatie op de jobmarkt. De segregatie is er, zoals in hoofdstuk 2 één tussen beroepsgroepen. Elke werkzoekende beperkt zich tot één segment van de jobmarkt, waar de ordening van de werkzoekenden naar verwachte vaardigheden voor alle werkgevers dezelfde is. Het bestaan van segregatie houdt in dat de oorzaken en mate van statistische discriminatie verschillen tussen segmenten. Daarom moet er rekening mee gehouden worden dat werklozen segmenten waar zij het felst gediscrimineerd worden kunnen ontwijken. Wij beargumenteren echter dat de mogelijkheid

Hoofdstuk 3 : Statistische discriminatie op de jobmarkt

165

om discriminatie bij aanwerving kosteloos te ontlopen klein is voor laag en middelmatig geschoolde allochtonen.

1 Het basismodel van statistische discriminatie Hier wordt het model van Aigner en Cain (1977) toegepast op discriminatie volgens de nationale groep. In sectie 1.1 worden de veronderstellingen gegeven, in sectie 1.2 wordt het resultaat, geformuleerd als propositie 6, afgeleid. In sectie 1.3 volgt een bespreking.

1.1

Veronderstellingen van het model van Aigner en Cain

(D.1) De arbeidsmarkt werkt als een veiling waarop elke werkzoekende een loon wij=eij, met eij zijn verwachte effectieve arbeidseenheden, aangeboden krijgt en kent volledige tewerkstelling. (D.2) De werkelijke effectieve arbeidseenheden qij van individu i van nationale groep j zijn onbekend, maar alle werkgevers beschikken gratis over de resultaten van een individuele “test” die, buiten de nationale groep, alle relevante individuele informatie samenvat. (D.3) Testen levert geen perfecte zekerheid op, maar wel een testscore yij, waarbij: yij = qij + uij

(1)

De storingsterm uij is afkomstig uit een normale verdeling met gemiddelde 0 en variantie

σ u2 j . σ u2 j is onafhankelijk van qij en verschilt tussen nationale groepen. (D.4) De werkgever kan (kandidaat-)werknemers opdelen naar nationale groep j. (D.5) qij komt uit een normale verdeling met gemiddelde µj en variantie σ q2 j of Qj ~ N(µj, σ q2 j ).

Hoofdstuk 3 : Statistische discriminatie op de jobmarkt

166

(D.6) De werkgevers kennen µj, σ q2 j en σ u2 j , ∀j.

Onder veronderstelling (D.1) is het loon van elke werknemer gelijk aan eij en zijn er geen zoekkosten of werkloosheid. Dit gaat echter voorbij aan het bestaan van (massale) onvrijwillige werkloosheid en aan de concrete werking van de jobmarkt (zie hoofdstuk 2). Daarom wordt de verwachte productiviteit eij verder, in tegenstelling tot bij Aigner en Cain (1977), niet vervangen door een loon wij. De resultaten winnen daardoor aan algemeenheid. In afdeling 3 wordt (D.1) vervangen door de veronderstellingen van het jobmarktmodel van hoofdstuk 2. Voorlopig volstaat de intuïtie dat een hogere verwachte productiviteit tot meer en gunstiger jobaanbiedingen leidt. Dat de test kosteloos is, is enigszins problematisch gegeven de interpretatie die deze auteurs geven aan het testen. Phelps (1972) en Aigner en Cain (1977) beschouwen de individuele score yij als het resultaat van een bekwaamheidstest afgenomen van de werknemer253. De analyse start op het moment dat de informatie over deze test beschikbaar is voor de werkgever en geen van beide vermeldt de kostprijs ervan. Hier wordt expliciet gesteld dat testen van een werkzoekende geen additionele kosten met zich meebrengt. Dit vooral met het oog op de integratie van dit model met het jobmarktmodel van hoofdstuk 2 waarbij een ontmoeting met een werkzoekende kosteloos is. Bij een test met een kostprijs voor de werkgever is de logische bijkomende veronderstelling dat de die de verkregen informatie voor zichzelf kan houden254. Arrow (1973) werkte een dergelijk model van statistische discriminatie uit. Hij spreekt over een stageperiode die de kandidaat moet doorlopen en waarna hij al dan niet in dienst blijft. Dit is het enige wezenlijke verschil tussen het model van statistische discriminatie van Arrow (1973) en het model dat hier besproken wordt.

253

Zo verklaart Phelps (1992, p 659): "The employer is able to measure the performance of each applicant (i) in some kind of test y ". Aigner en Cain (1977, p176) beschouwen y als "some indicator of skill, (such as a performance test)..." Later in de tekst vergelijken Aigner en Cain hun y-score wel met de signalen die gegeven worden in een model van "job market signaling". In een dergelijk model zijn het de werknemers die de kosten dragen van het geven van een signaal.

254

Voor een test waarvan de resultaten gratis beschikbaar zijn voor andere werkgevers is het normaal dat de werkgever niet deelt in de kosten. In het andere geval doen werkgevers er immers goed aan te wachten tot één van hen een test afneemt om daarna, gebruik makende van de testscore, zelf de geschikte werkzoekende aan te werven.

Hoofdstuk 3 : Statistische discriminatie op de jobmarkt

167

De test die resulteert in de score yij kan op twee wijzen geïnterpreteerd worden. Ofwel gaat het, zoals Aigner en Cain laten uitschijnen, om een test die afgenomen wordt door werkgevers. Het moet dan wel gaan om een gestandaardiseerde toets255, want de resultaten moeten voor één werkzoekende dezelfde zijn bij alle werkgevers. De marginale kosten van het toetsen van een extra werkzoekende moeten bovendien verwaarloosbaar klein zijn256. In een tweede interpretatie bestaat de "test" uit een geheel van zichtbare of onmiddellijk opvraagbare kenmerken van de werkzoekende die gecorreleerd zijn met zijn verwachte effectieve arbeidseenheden. Voorbeelden zijn: het diploma, de leeftijd en de ervaring. Dat zijn kenmerken die spontaan in een sollicitatiebrief vermeld worden en die, samen met de nationale groep en het geslacht, meestal bij het eerste contact bekend zijn. Deze kenmerken worden op dezelfde manier gewaardeerd door verschillende werkgevers op hetzelfde segment van de jobmarkt. Bij de tweede interpretatie is de veronderstelling dat het "testen" geen marginale kost heeft natuurlijker. Een bijkomend voordeel is dat wetenschappers vaker over objectieve informatie over opleiding, leeftijd of ervaring beschikken dan over de testresultaten van door bedrijven afgenomen toetsen. Volgens (D.2) vat de testscore yij, op de nationale groep na, alle voor de werkgever relevante informatie over een werkzoekende samen. Daardoor kan men schrijven: yij= θ(vij)

(2)

met θ een vaste transformatie en vij een vector van relevante kenmerken (diploma's, taalkennis, ervaring, score op eenvoudige schriftelijke of mondelinge proeven, psychologische beoordeling,...). Daardoor leidt elke mogelijke vector vij tot één testscore. De transformatie θ(.) is identiek voor alle werkgevers binnen het beschouwde jobmarktsegment. Zij kan wel beschouwd worden als specifiek voor elk segment (k) van de jobmarkt, waardoor geldt: yijk=θk(vij). Daarbij wordt onderkend dat dezelfde kenmerken een verschillende invloed op de verwachte

255 256

Voorbeelden zijn IQ-testen of psychologische testen.

De kosten van het testen kunnen hoofdzakelijk bestaan in de vaste kost van het hebben van een personeelsdienst.

Hoofdstuk 3 : Statistische discriminatie op de jobmarkt

168

productiviteit kunnen hebben in verschillende beroepen. Net zoals in hoofdstuk 2, is er ook een interpretatie mogelijk waarbij voor de gehele jobmarkt dezelfde transformatie θ(.) geldt. Alleen moet men in dat geval opletten welke factoren opgenomen worden in de vector vij257. In veronderstelling (D.3) wordt gesteld dat de testscore een onvertekende indicator is van de productiviteit van een werknemer. Stel dat de testscore in de eerste plaats bepaald wordt door het behaalde diploma. Het enige dat dan belangrijk is, is het bestaan van een positieve correlatie tussen het niveau van het diploma en het verwacht aantal effectieve arbeidseenheden. Het is daarbij niet belangrijk of het genoten onderwijs werkelijk de productiviteit van een werknemer verhoogd heeft. Het behalen van een diploma kan ook louter gefungeerd hebben als een selectiemechanisme. Dat de test onvertekend is, maakt van dit model één van statistische discriminatie. Als E(uij) ≠ 0 voor nationale groep j, dan is het een model van vertekende selectie258. σ u2 j hangt wel af van de nationale groep. Hoe kleiner de variantie van de storingsterm, hoe preciezer de informatie van de test. Bij Lundberg en Startz (1983) is het enige verschil tussen de groepen een verschil in de

σ u2 j 's,. Een dergelijk verschil vormt ook het uitgangspunt in de modellen van Oettinger (1996) en, in de context van Turkse immigranten in Duitsland, van Schmidt (1993). Deze auteurs veronderstellen dat de testscore voor zwarten of immigranten minder precies is dan voor de andere groepen. De veronderstellingen A.4 tot A.6 maken statistische discriminatie op basis van de nationale groep mogelijk. Bemerk dat naast σ u2 j ook µj en σ q2 j een j-index hebben en dus afhankelijk zijn van de nationale groep. In deel 2 wordt de veronderstelling dat de werkgever µj kent versoepelt.

257

Taalvaardigheid en het niveau van het behaalde diploma zijn bijna in elk segment van belang. Of iemand een opleiding voor kok gevolgd heeft is echter enkel in het betreffende jobmarktsegment van belang.

258

Voor een meer uitvoerige bespreking daarvan verwijzen wij naar hoofdstuk I, afdeling 1.

Hoofdstuk 3 : Statistische discriminatie op de jobmarkt

1.2

1.2.1

169

Resultaten van het basismodel

Formulering propositie 6:

Als de testscore yij en nationale groep j van individu i bekend zijn, dan wordt het verwacht aantal effectieve arbeidseenheden gegeven door: eij=Eq(qij|yij) = (1-γj)µj + γjyij ,

1.2.2

met γj = σ q2 j / ( σ q2 j + σ u2 j ) < 1

(3)

Bewijs van propositie 6 259:

Gebruik makend van de eigenschappen van voorwaardelijke dichtheidsfuncties, geldt260: f Q j (q | y) =

f Y j (y | q) f Q j (q) f Y j (y)

(4)

Aangezien q en u normaal verdeeld en onafhankelijk zijn is ook y normaal verdeeld, met

f Y j (y ) ← N(µ j ,σ q2 j + σ u2 j )

(5)

Ook f Y j (y | q) is een normale dichtheidsfunctie, met:

f Y j (y | q) ← N(q,σ u2 j )

259

(6)

Aigner en Cain (1977) schreven (3) neer zonder een bewijs te geven. Dit is onze eigen reconstructie van het bewijs.

260

Voor de eenvoud van de notering vallen de i en j indices in de variabelen y en q weg.

Hoofdstuk 3 : Statistische discriminatie op de jobmarkt

170

Het vervangen in (4) van fYj(y | q), fQj (q) en fYj(y) door de dichtheidsfunctie van de betreffende normale verdeling levert:

2πσ u2 j

f Q j (q | y) =

2 1 (y - q ) 1 1 (q - µ j ) ) () exp(exp 2 σ u2 j 2 σ q2 j 2πσ q2 j 2

1

1 2π (σ q2 j + σ u2 j

2 1 (y - µ j ) ) exp(2 (σ q2 j + σ u2 j ) )

(7)

Uitdrukking (7) kan herleid worden tot:

1

f Q j (q | y) =

2π A j

exp[-

1 2 Aj

[q - ((1 - γ j ) µ j + γ j y) ] 2 ]

(8)

waarbij:

γ j=

Aj =

σj

2

( σ q2 j + σ u2 j )

σ q2 j σ u2 j ( σ q2 j + σ u2 j )

(9)

(10)

Uit (8) blijkt dat fQj (q | y) de dichtheidsfunctie is van een normaal verdeelde stochastische variabele met verwachte waarde (1- γj)µj + γj yj en variantie Aj. Daardoor is propositie 6 bewezen261.

261

Met fQj (q | y) de dichtheid van een normale verdeling, waarvan de variantie gegeven wordt in (9), werd meer aangetoond dan wat geformuleerd is in propositie 6. Deze bijkomende resultaten zijn evenwel gebonden aan de veronderstelling dat q en y gegenereerd worden door een normale verdeling. Propositie 6 geldt ook als q en y niet normaal verdeeld zijn (zie afdeling 2).

Hoofdstuk 3 : Statistische discriminatie op de jobmarkt 1.3

171

Bespreking

Het verwacht aantal effectieve arbeidseenheden van werkzoekende i van nationale groep j wordt in propositie 6 gegeven door: eij=Eq[qij|yij] = (1- γj) µj + γj yij (3) met γ j =

σ q2 j σ q2 j + σ u2 j

<1

De verwachte productiviteit hangt niet alleen af van yij, maar ook van µj en, via γj, van

σ q2 j en σ u2 j . Enkel als de test perfecte informatie geeft ( σ u2 j =0) speelt µj geen rol meer. De propositie impliceert dat, gegeven hun opleidingsniveau, ervaring, leeftijd en andere zichtbare kenmerken waarvan het verwachte verband met q samengevat wordt door de testscore yij, werkzoekenden van nationale groepen met "een lage gemiddelde productiviteit" minder aantrekkelijk zijn voor werkgevers. Van werkgevers die zich bij hun beslissing tot aanwerving, promotie, ontslag, e.d. laten leiden door een combinatie van gemiddelde prestaties van de nationale groep en individuele eigenschappen zoals in (3) wordt gezegd dat zij statistische discriminatie toepassen. Ondanks het feit dat bij dezelfde individuele testscore individuen uit een nationale groep met een lagere µj een lagere e-waarde hebben, wordt de nationale groep als geheel niet noodzakelijk benadeeld. Zo wordt de gemiddelde productiviteit van elke nationale groep correct ingeschat. Dit kan men natrekken door, gebruik makend van (3), Ee(eij) te berekenen. Aangezien γj een constante is ( σ q2 j en σ u2 j zijn gekende populatiewaarden) wordt de verwachte e-waarde voor elke nationale groep gegeven door: Ee(eij)=(1-γj)µj + γjµj=µj.

(11)

Statistische discriminatie vermindert de gunstige effecten van een hoge test-score, maar het mildert ook de ongunstige effecten van een lage test-score die lager is dan de µj van een

Hoofdstuk 3 : Statistische discriminatie op de jobmarkt

172

nationale groep. Daaruit besluiten dat statistische discriminatie globaal niet leidt tot bijkomende problemen voor groepen met een lage µj is echter ongegrond. Het is correct dat de vorming van verwachtingen door werkgevers volgens (3) binnen elke nationale groep aanleiding geeft tot een herverdeling van de e-waarden. De werkzoekenden met lagere testscores profiteren zo mee van het gemiddelde van de groep. De e-waarden zijn echter, en hier wijken wij af van de veronderstelling van Aigner en Cain (1977), nog geen betaalde lonen. In hoofdstuk 2 werd aangevoerd dat er e-waarden zijn waaronder geen tewerkstelling mogelijk is. Als er geen volledige tewerkstelling is, dan compenseert het feit dat de e-waarden van werkzoekenden met (voor hun nationale groep) relatief lage y-scores verhoogd worden door statistische discriminatie niet meer volledig voor de benadeling van de werkzoekenden met relatief hoge y-scores. De omvang van de groep zonder uitstroomkansen is uiteraard hoger in nationale groepen met lage µj-waarden. Dit argument wordt meer formeel uitgewerkt in afdeling 4 (propositie 8). Ook op het niveau van de e-waarden zelf is statistische discriminatie echter storend. Om dat aan te tonen kan de verwachte e-waarde gegeven de werkelijke effectieve arbeidseenheden qij, maar voor yij gekend is, afgeleid worden. Uit (3) volgt: Ee(eij|qij) = (1- γj)µj + γj Ey(yij|qij)

(12)

= (1- γj)µj + γj qij Ook gegeven de werkelijke effectieve arbeidseenheden zijn de door de werkgevers verwachte effectieve arbeidseenheden afhankelijk van het gemiddelde van de nationale groep. Werklozen uit nationale groepen met een hogere µj kunnen bijgevolg een hoger maximaal haalbaar loon w*ij verwachten dan werkzoekenden met dezelfde productiviteit uit nationale groepen met een lagere µj. Vanuit het standpunt van de werkzoekende is er dus geen gelijke behandeling262. De discriminatie is observeerbaar omdat leden van verschillende groepen bij hetzelfde opleidingsniveau

262

Ook Aigner en Cain (1977) vonden dit resultaat belangrijk. Zij schreven: " The systematic inequality in E(eij|qij) [symboliek aangepast] that results is, therefore, profoundly disturbing,...".

Hoofdstuk 3 : Statistische discriminatie op de jobmarkt

173

(als voorbeeld van yij-score) minder of minder gunstige jobaanbiedingen krijgen. Uit vergelijking (3) blijkt dat de pay-off van een test afhangt van de populatiewaarden µj en γj van de nationale groep. Als werkzoekenden enkel een baan kunnen krijgen door een feilbare "test" te ondergaan die hen geld en/of inspanning kost, hebben, bij gelijke σ q2 j en σ u2 j , even begaafde leden van nationale groepen met een lagere µj minder redenen om die te ondergaan. Statistische discriminatie verklaart zo niet alleen baandiscriminatie maar ook de ondermaatse schoolse prestaties van kinderen uit de getroffen nationale groepen. Hun rendement op investeringen zal lager zijn263. De lagere investeringen in menselijk kapitaal zorgen op hun beurt voor een lagere µj. Arrow (1973), Coate en Loury (1993) en Lundberg en Startz (1983) ontwierpen een model van statistische discriminatie dat zo ’n vicieuze cirkel bevat. Bij Lundberg en Startz is het startpunt een ongelijke precisie van de test. Bij groepen met een hoge σ u2 j is γj lager en (1-γj) hoger, waardoor het gewicht van µj toeneemt en de potentiële beloning voor individuele prestaties vermindert. In het model wordt niet uitgelegd hoe werkgevers aan juiste informatie over de µj's van verschillende nationale (of raciale...) groepen zouden geraken. Als het antwoord op die vraag zoek blijft, kan men evengoed stellen dat de theorie van statistische discriminatie slechts een ex post verantwoording van "pure" discriminatie

264

of discriminatie op basis van vooroordelen is.

Omdat het model van Phelps (1972) en Aigner en Cain (1977) vertrekt van een populatiewaarde µj lijkt het ook onmogelijk om het model te toetsen. De veronderstelling dat de werkgevers de µj's van alle groepen kennen is niet alleen boud, zeker voor een toepassing op discriminatie tegen vreemdelingen, zij verhindert ook een empirische toetsing. In de volgende afdeling wordt geprobeerd die kritiek te ondervangen door de hypothese van perfecte informatie over de µj's te vervangen door die dat de werkgevers over een onvertekende schatter van µj beschikken. Het model dat daaruit voortvloeit is niet alleen een verrijking van het model van Phelps (1972) en 263

Voor de beloning van scholing of andere aspecten van zichtbaar menselijk kapitaal is, naast µj, ook het gewicht γj van yij van groot belang. Hierop wordt meer uitgebreid ingegaan in afdeling 3.

264

Arrow (1973) verwees in dit verband naar de theorie van cognitieve dissonantie van Festinger. Daarbij zouden individuen ex post redeneringen ontwikkelen die een verantwoording vormen van racistisch of seksistisch gedrag.

Hoofdstuk 3 : Statistische discriminatie op de jobmarkt

174

Aigner en Cain (1977), het levert ook interessante mogelijkheden op om de verschillende modellen van statistische discriminatie onderling te vergelijken.

2 Het veralgemeende model

2.1

Veronderstellingen

De veronderstellingen (D.1) tot en met (D.5) worden behouden, behalve dat de storingsterm u in (1) en q niet langer normaal verdeeld hoeven te zijn. Veronderstelling (D.6) wordt aangepast. De veronderstelling dat werkgevers σ q2 j en σ u2 j kennen blijft behouden. De werkgevers kennen echter niet langer de µj's, maar beschikken over een zuivere schatter ervan: µj*. Daarvoor geldt: (E.1) Eµ*(µj*)=µj (E.2) Eµ*(µj* - µj)2 = ηj2 , gekend door werkgevers (E.3) Eµ* y(µj* - µj)yij=0, binnen de nationaliteit j (E.4) Eµ* y(µj* - µj)qij=0, binnen de nationaliteit j Veronderstelling (E.1) stelt dat µj* een zuivere schatter is van µj. Ter vereenvoudiging wordt in (E.2) verondersteld dat werkgevers de populatiewaarde ηj kennen. Essentieel is dat zij een idee hebben van de betrouwbaarheid van µj* als schatter van µj en dat ηj2 niet oneindig groot is. In (E.3) en (E.4) wordt gesteld dat µj* niet gecorreleerd is met de individuele yij en qij. Dit geldt automatisch binnen een nationale groep, aangezien µj en µj* daar telkens maar één waarde aannemen. Er is aan voldaan als de werkgever zich, voor het bepalen van µj*, baseert op andere informatie (bijvoorbeeld uit de media of ervaring uit het verleden,...) dan de concrete informatie over de werkzoekende die zijn diensten aanbiedt. Deze voorwaarde wordt niet opgelegd voor het

Hoofdstuk 3 : Statistische discriminatie op de jobmarkt

175

geheel van de waarnemingen van µj* en yij of van µj* en qij over alle nationale groepen. Aangezien zowel de yij's als de µj*'s gecorreleerd zijn met de µj's is er in dat geval een positieve correlatie.

2.2

Resultaten

Propositie 6 kan veralgemeend worden als men inziet dat in het model van Aigner en Cain zowel µj als yij schatters zijn van qij. Equatie (3) is niets anders dan de meest efficiënte lineaire combinatie qˆ ij van die twee schatters. Met efficiëntie wordt bedoeld dat het gewicht γj zo gekozen is dat

E q (qij − qˆ ij )² geminimaliseerd is. In het algemeen geldt dat als â1 en â2 zuivere en onafhankelijke schatters zijn van een stochastische variabele a, met E(a-â1)2=σ12 en E(a-â2)2=σ22: â= γ â1 + (1-γ) â2 , met γ=σ22/(σ12+σ22)

(13)

die lineaire combinatie is die E(a-â)2 minimaliseert. In het model van Aigner en Cain is Ey(qijyij)2= σ u2 j en is Eq(qij-µj)2= σ q2 j waardoor relatie (3) een toepassing is van (13). Ook als werkgevers slechts over de schatter µj* van µj beschikken is dat een schatter van qij en geldt:

[

]

E q ,µ* (qij − µ *j ) 2 = E q (qij − µ j ) 2 − E q ,µ* (qij − µ j )( µ *j − µ j ) + E µ* ( µ j − µ *j ) 2 j

j

j

= σ q2 j - COV (qij, µj*) + ηj2

(14)

De verwachting in (14) is er één gegeven de nationale groep van de werkzoekende. Bijgevolg is (E.4) van toepassing en is COV (qij, µj*)=0. Als gevolg van (E.3), dat de onafhankelijkheid van µj* en yij garandeert, kan (13) toegepast worden. Zo kan Eq(qij|yij) geschreven worden als: eij=Eq(qij|yij) = (1-γj)µj* + γjyij met γj = ( σ q2 j + ηj2) / ( σ q2 j + ηj2 + σ u2 j ) < 1.

(15)

Hoofdstuk 3 : Statistische discriminatie op de jobmarkt

176

Uit een vergelijking van (15) met (3) blijkt dat dit model een veralgemening is van het voorgaande. Niet alleen is de µj vervangen door µj*. In γj is een nieuwe variantie ηj2 opgenomen die de betrouwbaarheid van µj* als schatter van µj weergeeft. Omdat (13) ook geldt als de schatters â1 en â2 niet normaal verdeeld zijn, geldt relatie (15) ook als qij en uij niet normaal verdeeld zijn. Het algemene model kan gebruikt worden als een ankerpunt om de verschillende modellen van statistische discriminatie in de literatuur met elkaar te vergelijken. In deel 2.3 worden een aantal ervan voorgesteld als concrete invullingen van het basismodel.

2.3

Concrete invullingen van het algemene model

De verder geformuleerde "invullingen" van het algemene model leveren conflicterende voorspellingen op over de relatie tussen eij en yij. Dat maakt het mogelijk om ze gedeeltelijk tegen elkaar af te toetsen. Een dergelijke toets impliceert wel dat het algemene model zelf niet in vraag gesteld wordt en dat de parameters ervan (met name de γj's) kunnen geschat worden265.

2.3.1

Discriminatie als gevolg van verschillen in µj*'s:

De meest eenvoudige invulling van het algemene model is die waarbij enkel de µj's verschillen tussen nationale groepen. Er wordt dan verondersteld dat:

σ q2 j = σ q2 , σ u2 j = σ u2 en ηj2=η2, ∀ j, en ∃ k,l: µk ≠ µl (16)

265

Dit schattingsprobleem en het probleem van de toetsing van het algemene model ten opzichte van alternatieve modellen van discriminatie en achterstelling wordt besproken in hoofdstuk 5.

Hoofdstuk 3 : Statistische discriminatie op de jobmarkt

177

Daardoor zijn de γj ∀j. Deze invulling werd reeds voorgesteld door Phelps (1972)266 zelf, in de context van discriminatie tegen zwarten en vrouwen. Hij verantwoordde de verschillen in µj door te stellen dat werkgevers er rekening mee houden dat de productiviteit van werknemers verbonden is met “sociale factoren”, die op hun beurt gecorreleerd zijn met de huidskleur (of het geslacht). Factoren zoals het opleidingsniveau van en het baanniveau waarin immigranten bij hun aankomst tewerkgesteld werden, worden vaak aangevoerd als een verklaring van minder goede prestaties van henzelf en hun kinderen op de arbeidsmarkt (zie ook hoofdstuk 1 en 2). Juist daarom kunnen zij ook beschouwd worden als een indicator van gemiddeld lagere prestaties op de job in de betreffende nationale groep. Dezelfde dubbele rol kan weggelegd zijn voor de concentratie van allochtonen in verarmde wijken en de geringe incentieven voor investeringen in menselijk kapitaal als gevolg van de intentie terug te keren naar het thuisland en sociaal en etnisch kapitaal. Alhoewel de genoemde "sociale factoren" zeker spelen op het niveau van de nationale groep, is het voor de potentiële werkgever moeilijker om er betrouwbare individuele informatie over te verkrijgen. Die ziet wel onmiddellijk (aan de naam of het uiterlijk) tot welke nationale groep een sollicitant behoort. Phelps baseerde hierop zijn model van statistische discriminatie. De nationale groep (bij Phelps: de huidskleur) wordt er gezien als een indicator van, op het niveau van het individu onzichtbare, sociale factoren die nadelig inwerken op de productiviteit. Bij het bepalen van de schatter µj* voor verschillende nationale groepen zou een niet-racistische werkgever267 zich rechtstreeks kunnen baseren op eigen ervaring, maar ook op de media die berichten over een bestaande achterstand op gebied van onderwijs, huisvesting of over culturele verschillen268.

266

Arrow (1973) en Coate en Loury (1993) maakten dezelfde veronderstelling. Bij Arrow is het equivalent van µj endogeen, want afhankelijk van investeringen in niet direct observeerbare aspecten van menselijk kapitaal. Bij Coate en Loury hangt het beeld van werkgevers over een groep af van haar zichtbaar menselijk kapitaal (zoals scholing). De investeringen daarin hangen af van de mate waarin die de kansen op het vinden van een aantrekkelijke baan verhogen.

267

Phelps (1972) maakt hier gewag van de klasse van 'liberale' werkgevers. Dat zijn werkgevers die geen preferenties hebben tegen bepaalde groepen, maar enkel (verwachte) winstmaximalisatie nastreven.

268

Als de media bepaalde zaken verzwijgen en andere benadrukken (omwille van hun sensatiewaarde of met politieke bedoelingen) kan hier uiteraard een vertekend beeld ontstaan. Als er een systematische vertekening is in een bepaalde zin, is er niet langer sprake van statistische discriminatie, maar van discriminatie op basis van vooroordelen. Relatie (15) kan dan nog steeds opgaan, maar µj* is een vertekende schatter van µj.

Hoofdstuk 3 : Statistische discriminatie op de jobmarkt

178

Het algemene model laat toe dat werkgevers meerdere schatters µj* gebruiken om µj te benaderen. Verschillende werkgevers kunnen verschillende schatters gebruiken. De voorwaarde is dat E(µj*)=µj. De ideale schatter heeft een kleine variantie ηj2 en moet eenvoudig beschikbaar zijn. Een voorbeeld van een schatter is het gemiddelde opleidingsniveau behaald door een

nationale groep. Die schatter heeft het voordeel dat hij ook door onderzoekers berekend kan worden, wat toetsing mogelijk maakt. Men kan zich de vraag stellen of het gebruik van het gemiddelde opleidingsniveau van de groep als schatter van µj zin heeft voor een werkgever die reeds beschikt over individuele informatie over de gevolgde opleiding. Dat is niet in conflict met de veronderstellingen van het algemene model269, maar is intuïtief misschien minder voor de hand liggend. Het onderwijsniveau is niet dat waar de werkgever werkelijk om geeft. Het is slechts een variabele die informatie geeft over de gewenste effectieve arbeidseenheden. Als een werkgever, die beschikt over gemiddelde cijfers voor de nationale groep, enkel gebruik zou maken van de individuele informatie over de gevolgde opleiding, dan betekent zulks dat hij geen gebruik maakt van de additionele informatie die het toebehoren tot een nationale groep biedt. Als men gelooft dat het gemiddelde opleidingsniveau in een nationale groep iets zegt over de te verwachten prestaties van mensen van die nationale groep is enkel gebruik maken van de individuele informatie niet efficiënt. Als de werkgever over geen andere informatie beschikt dan de nationale groep zal niemand de zin van het gebruik van het gemiddeld opleidingsniveau van de nationale groep als µj* in vraag stellen. Een mogelijk probleem met deze schatter is dat werkgevers meestal niet beschikken over

precieze cijfers over het opleidingsniveau in

verschillende nationale groepen. Als werkgevers niet exact dezelfde schatter gebruiken, maar zich baseren op minder precieze maar onvertekende indicatoren over het gemiddelde bezit aan menselijk kapitaal in een nationale groep, kan echter nog steeds verwacht worden dat zij gecorreleerd zijn met de boven genoemde schatter. Een alternatieve schatter is de gemiddelde schriftelijke of mondelinge kennis van het Nederlands

of Frans in de betreffende nationale groep. Taalkennis maakt deel uit van de productiviteit in

269

Met ykj het aantal jaren scholing en Nj het aantal werkzoekenden uit nationale groep j, geldt: µj* =(∑Njk=1 ykj)/Nj. Uit de onafhankelijkheid van ykj en yij voor i≠k volgt dat, zelfs als i deel uitmaakt van k, E(µj*-µj)yij =0 zodra Nj groot is.

Hoofdstuk 3 : Statistische discriminatie op de jobmarkt

179

heel wat banen. Nationale groepen met een gemiddeld geringere vaardigheid in de belangrijkste talen van het gewest zouden daarom statistisch gediscrimineerd kunnen worden. Om de taalkennis van een kandidaat in te schatten kan de werkgever ook een individuele taaltoets opleggen, maar dat verzwaart de procedure (de toets moet verbeterd worden en is overbodig voor Belgen). Discriminatie begint reeds bij de eerste selectie waar, bijvoorbeeld op basis van sollicitatiebrieven, beslist wordt wie uitgenodigd wordt voor een interview. Werkgevers kunnen beslissen geen "migranten" uit te nodigen om te vermijden een taaltoets te moeten afnemen. Van allochtonen wordt dan vermoed dat zij een te beperkte kennis van het Nederlands en/ of Frans hebben. Een gesprek of het taalgebruik in een brief geven indicaties van de taalkennis van een kandidaat. Zolang er daarover onzekerheid is blijft de gemiddelde taalkennis in de nationale groep echter belangrijk. Voor een vergelijking met de implicaties van de andere varianten van het algemene model wordt het verband tussen eij en yij dat volgt uit (15) uitgetekend in figuur 3.1. Dat gebeurt voor twee verschillende nationale groepen met µ1* > µ2* waarvoor de voorwaarden in (16) opgaan. µj* is in de praktijk een indicator zoals "het gemiddelde opleidingsniveau in de nationale groep" of "de gemiddelde kennis van het Nederlands". yij vat alle andere relevante informatie samen die de werkgever (kosteloos) over de individuele werkzoekende heeft kunnen verzamelen. Uit figuur 3.1 blijkt dat bij gelijk blijvende γj een lagere µj* leidt tot een evenwijdige verschuiving van de rechte die de relatie tussen eij en yij voorstelt. Dat betekent dat het verschil in e-waarde tussen nationale groepen geen functie is van de test-score. Als de uitstroomintensiteit uit de werkloosheid een stijgende functie is van e, dan vertaalt zich dat in systematisch lagere uitstroomkansen uit de werkloosheid voor de groepen met lage µj*’s op de betreffende jobmarkt.

Hoofdstuk 3 : Statistische discriminatie op de jobmarkt

180

Figuur 3.1: De relatie tussen eij en yij als enkel de µj* ’s verschillen

2.3.2

Discriminatie bij verschillen tussen nationale groepen in de precisie van de test

Uit (15) blijkt dat een grotere σ u2 j (= een kleinere precisie van de test) leidt tot een kleinere γj. Daardoor wordt eij meer bepaald door de schatter van de gemiddelde productiviteit van de groep (µj*) en minder door de individuele testscore yij. Voor groepen waarvan een werkgever de effectieve arbeidseenheden minder precies kan inschatten heeft µj* een groter belang. De testscore waarover werkgevers beschikken is mogelijk preciezer bij de ene dan bij de andere nationale groep. Zo veronderstelt Schmidt (1993, p 7) dat werkgevers minder houvast hebben bij het beoordelen van de productieve kwaliteit van immigranten, dan van autochtonen. Dit zou het gevolg zijn van de beperkte vergelijkbaarheid van buitenlandse diploma's met binnenlandse en van culturele verschillen. Het vermogen van een werkgever om een onderscheid te maken tussen bekwame en minder bekwame werknemers zal zeker afhangen van de ervaring die een werkgever heeft met het werken met de betreffende nationale groep.

Hoofdstuk 3 : Statistische discriminatie op de jobmarkt

181

Het model van Lundberg en Startz (1983) is gebaseerd op de hypothese dat σ u2 j bij de ene groep groter is dan bij de andere. Het lagere gewicht van de yij's in de bepaling van eij zorgt er voor dat leden uit groepen waarvoor de testscore minder precies is minder incentieven hebben om te investeren in zichtbare aspecten van menselijk kapitaal. Dat zorgt er dan voor dat ook de µj's gaan verschillen tussen nationale groepen. De visie van Schmidt en van Lundberg en Startz impliceert dat de testscore minder precies is voor de groepen met een lagere µj*. De lagere precisie van de testscore is bij hen de oorzaak van de lagere µj, waarvan de µj*'s schatters zijn. In figuur 3.2 wordt het verloop van eij als functie van yij getekend voor twee nationale groepen waarvoor geldt: µ1* > µ2*

en

σ u21 < σ u2 2

(17) Als dit model van toepassing is op de Turkse of de Marokkaanse nationale groep in België, geeft dit geen optimistisch beeld over hun ontwikkelingsmogelijkheden. Niet alleen ondervinden deze groepen discriminatie omwille van een gemiddeld tekort aan menselijk kapitaal, maar werkgevers zouden bij hen minder rekening houden met hun individuele kenmerken. Daardoor zijn zij minder geneigd te investeren in diploma's, taalvaardigheid en andere nuttige vaardigheden in complexe jobs, wat de werkgevers alleen maar versterkt in hun overtuiging.

Hoofdstuk 3 : Statistische discriminatie op de jobmarkt

182

Figuur 3.2: De relatie tussen eij en yij als de y-score voor de groep met de laagste µj* minder precies is

Deze visie kan genuanceerd worden. Zij is gebaseerd op de veronderstelling dat σ u21 < σ u2 2 . Stel nu dat men dit wil toepassen op de groep van kinderen van immigranten (met deze laatste in de rol van groep 2) en men veronderstelt dat yij in de eerste plaats gebaseerd is op het in België behaalde opleidingsniveau. Dan volgt uit (17) dat als een kind van een immigrant een (hoog) diploma haalt dit minder zegt over zijn individuele productiviteit dan bij een Belg. Dit is op zijn minst een controversiële stelling270. Ook het tegenovergestelde is logisch: omdat kinderen van immigranten minder hulp krijgen en meer weerstanden moeten overwinnen, zijn er meer inspanningen, een sterkere motivatie of een grotere intelligentie nodig om een hoog diploma te halen. De bemerkingen bij deze modelvariant sluiten echter niet uit dat er een positief verband bestaat

270

Voor de immigranten zelf is de veronderstelling van een minder precieze testscore te verdedigen. Het ontbreken van Belgische diploma’s geeft de werkgever alvast minder houvast om een oordeel te vormen.

Hoofdstuk 3 : Statistische discriminatie op de jobmarkt

183

tussen de precisie van de individuele testscore en de µj* van de nationale groep. In afdeling 3 wordt uiteengezet hoe voor de gehele aanwervingsprocedure een dergelijke relatie tot stand kan komen als gevolg van discriminatie bij een selectieprocedure die uit meerdere ronden bestaat.

2.3.3

De invloed van de onderliggende variantie σ q2 j

Het effect van σ u2 j mag niet verward worden met dat van σ q2 j . Een hogere σ q2 j duidt op een grotere spreiding van de productiviteit binnen nationaliteit j. Als men op basis van (15) de afgeleide ∂γj/∂ σ q2 j berekent, verkrijgt men:

∂γj / ∂ σ q2 j = σ u2 j / ( σ q2 j + σ u2 j +ηj2)2 > 0

(18)

Een grotere heterogeniteit van de werknemers leidt tot een toename van het belang van yij bij de bepaling van eij. Als σ q21 < σ q2 2 heeft de curve ei2 een steiler verloop dan ei1. In figuur 3.3 is de situatie getekend waarbij σ q21 < σ q2 2 en µ1* > µ2*. Die situatie werd als voorbeeld gegeven door Phelps (1972). Phelps liet groep 2 samenvallen met de zwarten en groep 1 met de blanken, maar gaf geen verklaring of evidentie voor de grotere spreiding in de onderliggende productiviteit bij de groep van zwarten. In de figuur wordt getoond dat bij hoge waarden van yij, ei2 boven ei1 ligt. Dit is een observeerbaar verschil met de modelvariant beschreven in secties 2.3.2 en 2.3.1. Bedenk dat de veronderstelling σ u21 > σ u2 2 en µ1* > µ2*, waarbij de testscore preciezer is bij de groep met een lage µj*, tot hetzelfde verloop van de twee curves als in figuur 3.3 leidt. Het verband dat men empirisch kan observeren tussen yij en eij, (met eij benaderd door het loon of de uitstroomkansen uit de werkloosheid en yij door het opleidingsniveau), geeft geen uitsluitsel over welke variant van het algemene model van toepassing is.

Hoofdstuk 3 : Statistische discriminatie op de jobmarkt

184

Figuur 3.3: De relatie tussen eij en yij als de groep met de laagste µj* heterogener is

2.3.4

De invloed van ηj2

De afgeleide van γj naar ηj2 wordt net als die naar σ q2 j gegeven door:

∂γj/∂ηj2 = σ u2 j / ( σ q2 j + σ u2 j +ηj2)2 > 0

(19)

Hoe minder precies µj* als schatter van µj en daardoor ook van qij, hoe groter het gewicht van de individuele kenmerken bij de bepaling van eij. De aanwezigheid van de variantie ηj2 in de uitdrukking voor γj relativeert de rol van µj en zijn schatter µj*. Dit is ook het verschil in resultaat met Aigner en Cain (1977). Door rechtstreeks te werken met µj veronderstelden Aigner en Cain dat ηj=0, ∀j. Daardoor dreigt niet alleen het effect van µj overschat te worden, deze veronderstelling sluit ook uit dat de precisie van de µj*'s kan verschillen tussen nationale groepen. Het is weinig waarschijnlijk dat de precisie van de schatter µj* dezelfde is in alle nationale groepen. Een alternatief is dat werkgevers over betere informatie over µj beschikken voor

Hoofdstuk 3 : Statistische discriminatie op de jobmarkt

185

werkzoekenden uit nationale groepen waarmee zij werkervaring gehad hebben. Dat leidt ertoe dat werkgevers het best de µj kunnen inschatten van nationale groepen die het sterkst vertegenwoordigd zijn op de arbeidsmarkt. Zo is het mogelijk dat werkgevers in Nederland een beeld hebben over de te verwachten sterke en zwakke punten van een immigrant van Surinaamse afkomst, terwijl hun collega's in België, waar nauwelijks immigranten van Surinaamse afkomst actief zijn, zich daarover geen beeld kunnen vormen. Het model voorspelt dan dat Surinamers in België meer op basis van hun individuele kenmerken beoordeeld worden dan in Nederland. Hetzelfde zou gelden voor Italianen in Nederland. Een grotere ervaring van werken met een nationale groep impliceert echter dat de werkgever ook beter het effect van andere zichtbare individuele kenmerken kan inschatten271. Dat wil zeggen dat, naast ηj2, ook σ u2 j lager is. De twee effecten kunnen elkaar neutraliseren. Er is ook een alternatieve verklaring voor het vinden van een negatieve relatie tussen γj en de grootte van de nationale groep. De schatter µj* hoeft niet gebaseerd te zijn op ervaring, maar kan gebaseerd zijn op stereotype beelden. Die worden mede gevormd door de media, zowel in berichten over het land van herkomst, als in berichten over de situatie van de betreffende nationale groepen in België272. Over kleinere groepen die in België niet in de belangstelling van de media staan (zoals immigranten uit Latijns Amerika of Azië, maar ook uit Ierland, Spanje of Portugal...) bestaan weinig stereotype beelden. Daardoor spelen individuele kenmerken mogelijk een grotere rol bij deze nationale groepen273.

271

Conform de veronderstellingen van Lundberg en Startz (1983), Oettinger (1996) en Schmidt (1993).

272

Bij dat laatste wordt vaak geen onderscheid gemaakt tussen nationale groepen. Er wordt dan gesproken over de groep van "migranten". De term wordt vaak zo gebruikt dat hij enkel van toepassing kan zijn op nationale groepen uit Islamitische landen (Noord-Afrika en Turkije).

273

Een uitzondering en daardoor een interessant geval voor toetsing, zijn de Congolezen. Die vormen een kleine groep op de Belgische arbeidsmarkt, maar hun thuisland krijgt toch heel wat (vaak ongunstige) media aandacht.

Hoofdstuk 3 : Statistische discriminatie op de jobmarkt

186

3 Statistische discriminatie en selectie in meerdere ronden Tot nu toe werd verondersteld dat de aanwervingsbeslissing gebaseerd is op één testresultaat yij dat een kosteloze en synthetische indicator is van alle op een jobmarktsegment relevante individuele kenmerken. Een analoge veronderstelling gold in hoofdstuk 2: alle individuele kenmerken worden samengevat door één kosteloze indicator e. Door het gebruik van één indicator lijkt het alsof de beslissing om iemand aan te werven op één moment in de tijd kan genomen worden. In feite neemt aanwerving tijd in beslag en verloopt de selectie vaak in verschillende ronden. In deze afdeling gaan wij de implicaties van het model van statistische discriminatie in het geval de selectieprocedure bestaat uit meerdere ronden na. Een kenmerk van selectie in meerdere ronden is dat de precisie van de y-score (en dus de informatie van de werkgevers over de individuele werkzoekende) toeneemt naarmate die verder doorstoot in de selectieprocedure.

3.1

Afleiding resultaten

Bij het eerste contact met een werkzoekende (via een sollicitatiebrief of een telefoongesprek) verkrijgt de werkgever, naast informatie over de nationale groep, een beperkt aantal niet gecontroleerde gegevens over de werkzoekende. Naarmate de procedure vordert, er een langer gesprek volgt en allerlei proeven afgenomen worden, verkrijgt hij steeds meer informatie over de kandidaat. De toenemende individuele informatie gaat gepaard met steeds hogere kosten (ook in termen van tijd). Dat is net de reden waarom selectieprocedures uit meerdere ronden bestaan en dat niet aan alle kandidaten de meest precieze en duurste testen worden opgelegd. De toenemende precisie van de y-score heeft belangrijke implicaties voor de relatie eij=(1-

γj)µj+γjyij. In de eerste ronde van een selectieprocedure (de contactname, zie verder) is de

Hoofdstuk 3 : Statistische discriminatie op de jobmarkt

187

variantie van uij, σ u2 j , erg groot, wat leidt tot een groot gewicht van µj* bij de evaluatie van eij. In de verdere ronden wordt σ u2 j kleiner en neemt γj en dus het gewicht van yij toe. Ook voor kandidaten in de laatste fase van de selectieprocedure gaat (15) op; alleen is het gewicht van µj* daar het laagst. Gegeven het grote gewicht van µj* op dat moment is het waarschijnlijk dat kandidaten uit nationale groepen met een lage µj* vooral in de eerste ronde sneuvelen274. Als zij dan toch door de eerste ronde raken275 en uitgenodigd worden voor een gesprek, zullen hun persoonlijke kenmerken een grotere rol spelen. Als allochtonen, ceteris paribus, in grotere mate dan Belgen vast blijven zitten in de eerste ronden van de sollicitatieprocedures, dan impliceert dat ook dat zij meer dan de Belgen op hun gemiddelde prestaties als nationale groep en minder op hun eigen merites beoordeeld worden. Dit resultaat is belangrijk genoeg om het te formuleren in de vorm van een propositie. Propositie 7:

Als de procedure bij aanwerving uit meerdere ronden bestaat, dan leidt statistische discriminatie ertoe dat kandidaten uit nationale groepen met lage µj*’s vooral in de eerste ronden sneuvelen, waardoor zij globaal minder op hun individuele kenmerken beoordeeld worden.

Bewijs: Om propositie 7 te bewijzen volstaat het aan te tonen dat, bij het bepalen van Ee(eij|qij), zoals in (12), de γj‘s die tot nu toe gebruikt werden, kunnen geschreven worden als een gewogen gemiddelde van de γnj‘s die horen bij de verschillende ronden (n) van de selectieprocedure. Als gevolg van (12) geldt Ee(eij|qij) = (1- γj)µ*j + γj qij. Stel nu dat de selectieprocedure bestaat uit 274

Zie ook het in afdeling 2 gegeven voorbeeld van eerste selectie op basis van verwachte taalvaardigheid.

275

Bijvoorbeeld als gevolg van een relatief hoog diploma.

Hoofdstuk 3 : Statistische discriminatie op de jobmarkt

188

twee ronden. Dan wordt de overeenstemmende uitdrukking voor (12) gegeven door Ee(eij|qij)= (1-γ1j)µ*j + γ1j qij voor het deel Pj(erw) van nationale groep j dat niet door de eerste ronde geraakt 276

en door Ee(eij|qij)=(1- γ2j)µ*j + γ2j qij voor het deel (1- Pj(erw)) dat wél doorstroomt. Het

combineren van deze twee verwachte waarden van e gegeven qij levert voor de gehele nationale groep: Ee(eij|qij)=(1-[γ1j Pj(erw) + γ2j(1- Pj(erw))] ) µ*j + [γ1j Pj(erw) + γ2j(1- Pj(erw))] qij

(20)

Uit (20) blijkt dat de γj‘s waarmee tot nu toe gewerkt werd kunnen gezien worden als een gewogen gemiddelde van de γnj‘s uit de twee ronden, met γj = [γ1j Pj(erw) + γ2j(1- Pj(erw))]. Aangezien γ2j>γ1j 277 is het gewogen gemiddelde γj een positieve functie van (1-Pj(erw)). Het deel van nationale groep j dat door de eerste ronde van een selectieprocedure geraakt is, gegeven erw, een positieve functie van µ*j. Daardoor is de globale γj hoger voor nationale groepen met hoge µ*j- waarden, waardoor de individuele q-waarden er inderdaad een grotere rol spelen, en propositie 7 bewezen is.

3.2

Bespreking

Met propositie 7 werd aangetoond dat als men rekening houdt met het gegeven dat sollicitatieprocedures vaak uit verschillende ronden bestaan, nationale groepen met lage µ*jwaarden een extra risico lopen lage globale γj -waarden te hebben. Daarmee wordt de belangrijke discussie van afdeling 2 rond de relatie tussen µj* en γj voortgezet. Het oorzakelijk verband wordt hier omgedraaid ten opzichte van Lundberg en Startz (1983). Het zijn de lagere µj*'s die er, in combinatie met het afvallingskoerskarakter van selectieprocedures, voor zorgen dat werkzoekenden binnen de betreffende nationale groepen gemiddeld minder op

276 r

e w is het reservatieniveau van werkgevers in de eerste ronde. Pj(.) is de verdelingsfunctie van de e-waarden met betrekking tot de eerste ronde in nationaliteit j.

277

Als gevolg van de uitdrukking voor γj in (15), waaruit blijkt dat γj stijgt als

wordt).

σ u2 j daalt (of de test preciezer

Hoofdstuk 3 : Statistische discriminatie op de jobmarkt

189

hun individuele kenmerken beoordeeld worden. Bij Lundberg en Startz zorgt een geringere precisie van de testscore bij bepaalde groepen, via minder investeringen in de opbouw van menselijk kapitaal, tot een lagere µ*j. Beide modellen zijn niet conflicterend, maar juist sterk complementair. Als zowel propositie 7 als de stelling van Lundberg en Startz opgaan, dan moet er in de praktijk een positieve correlatie bestaan tussen minder op individuele basis beoordeeld worden en behoren tot een groep met lage µ*j’s. Als een lage µ*j tot gevolg heeft dat leden van de groep j minder investeren in de individuele qij’s dan ontstaat een vicieuze cirkel van lage µ*j’s die de motieven tot investeringen in qij’s ondermijnen, wat via minder investeringen in qij’s weer leidt tot lage µ*j’s. Vooral laag geschoolden uit nationale groepen met lage µj*’s zullen moeilijk door het stadium van de contactname geraken. Zij hebben af te rekenen met een dubbel stigma: allochtoon + lage scholing. Als zij het minst frequent door deze eerste ronde van de selectie komen, worden zij het minst op basis van hun individuele kenmerken behandeld. Het is vooral bij deze groep dat de ontmoediging om te investeren in minder zichtbare aspecten van menselijk kapitaal groot kan worden, wat het negatieve groepsimago verder versterkt. Allochtonen met een beter aangeschreven diploma hebben, ondanks de discriminatie, meer kansen om verder dan de contactname te geraken. Voor hen maken individuele inspanningen om nuttige ervaring en nog hogere diploma's te verwerven juist wél het verschil uit. Uit propositie 7 volgt dat, gegeven de onderliggende heterogeniteit van een nationale groep (die wordt samengevat door de variantie σ q2 j ), de heterogeniteit van de e-waarden geringer is voor nationale groepen met een lage µ*j. Uit (12) (dat ook opgaat in het algemene model) volgt immers:

σ e2 j = γ 2j σ q2 j (21) Als groepen met een lagere µj bij selectie in meerdere ronden een lagere globale γj hebben, dan zijn zij bij gelijke σ q2 j een meer homogene groep in de ogen van de werkgevers. Voor de meetbare prestaties op de arbeidsmarkt (uitstroomkansen, lonen, e.d…) is de variantie in e uiteraard belangrijker dan die in de q. Daardoor volgt uit propositie 7 de toetsbare voorspelling

Hoofdstuk 3 : Statistische discriminatie op de jobmarkt

190

dat er binnen groepen met lage µj’s ook een geringere heterogeniteit is wat betreft beloning en /of uitstroomkansen uit de werkloosheid278. Afdeling 5 van hoofdstuk 5 is volledig gewijd aan het toetsen van deze implicatie van propositie 7 op basis van werkloosheidsduurgegevens279. In de volgende sectie worden de resultaten van het algemene model van statistische discriminatie en die van propositie 7 vergeleken met de resultaten van empirisch onderzoek naar discriminatie op basis van de nationale groep in België. Dat onderzoek levert niet alleen bewijsmateriaal voor het bestaan van discriminatie bij aanwerving, maar ook voor het grote praktijkbelang van discriminatie in de eerste ronde van selectieprocedures.

3.3

Statistische discriminatie en empirisch onderzoek naar discriminatie

Wij bespreken eerst de resultaten van experimenteel onderzoek in België. Daarna gaan wij in op de resultaten van recent VDAB-onderzoek naar discriminatie bij de raadpleging (via internet) door werkgevers van het KISS-systeem voor het aanbod van kandidaten. In de jaren ’90 werd het bestaan van discriminatie op basis van sekse, huidskleur of nationale herkomst op verschillende markten280 getoetst gebruik makend van de methode van de praktijktest. De praktijktest is een alternatief voor de regressietechniek om het bestaan van discriminatie aan te tonen en de omvang ervan te meten. Daarbij worden meerdere paren, bestaande uit een persoon van een potentieel gediscrimineerde groep en een persoon van de controlegroep, afgestuurd op een groep werkgevers. De kenmerken van de enquêteurs (curriculum, diploma ‘s, taalgebruik…) worden op voorhand vastgelegd en zijn zo veel mogelijk overeenstemmend. In het DWTC rapport "Etnische Discriminatie bij de Aanwerving" (1997) worden de resultaten 278

Gegeven de verdere bespreking kan aan dat lijstje ook de tewerkstellingsduur worden toegevoegd.

279

Bij de voorbereiding van de schattingen (in hoofdstuk 4) wordt ook uitgebreid aandacht besteed aan het meten van en de implicaties van de heterogeniteit van een groep.

280

Naast de naast de jobmarkt ook de huurmarkt en de markt voor auto’s. Voor een bespreking van deze methode in de context van consumptiemarkten verwijzen wij naar Yinger (1998).

Hoofdstuk 3 : Statistische discriminatie op de jobmarkt

191

van onderzoek naar discriminatie bij aanwerving van jonge Marokkanen in Antwerpen, Brussel en Luik, dat gebaseerd is op een dergelijke praktijktest gerapporteerd. De uitgangspunten en methodologie van deze studie worden verder besproken in bijlage III.1. Tabel A.III.1 van die bijlage synthetiseert de resultaten. De getoetste hypothese is die van geen discriminatie bij aanwerving. Die hypothese kan verworpen worden op een betrouwbaarheidsniveau van 95%. In het onderzoek wordt expliciet rekening gehouden met het bestaan van stadia in de selectieprocedure. Naar presentatie van de resultaten toe wordt de procedure opgedeeld in drie opeenvolgende stadia: de contactname281, het interview en de jobaanbieding. Uit tabel A.III.1 blijkt dat een groot aandeel van de discriminaties plaats vond in het stadium van de contactname. De contactname omvat bij de groep mannen in Wallonië 42 van de 54 netto discriminaties op 201 testen. Bij Brusselse mannen is dat 51 op 87 netto discriminaties in 255 testen. Voor vrouwen in Brussel 27 op 48 netto discriminaties bij 234 testen. Bij mannen in Vlaanderen levert het tweede stadium (met 46 netto discriminaties) een grotere bijdrage aan de gecumuleerde discriminatie (71 gevallen op 181 contactnames) dan de contactname282 (27 gevallen). Daar moet wel bij opgemerkt worden dat in Vlaanderen werkgevers vaker dan in de andere Gewesten een beroep deden op een "interview" aan de telefoon. Een dergelijk langdurig (eerste) telefoongesprek werd genoteerd bij het tweede stadium, maar is niet gelijkwaardig aan een interview waar de kandidaat fysiek aanwezig is of een uitgebreid curriculum op verzoek van de werkgever. Dat het stadium van de contactname een groot aandeel heeft in het totaal van de discriminaties is in overeenstemming met propositie 7. In dat stadium hebben de kandidaten wel hun identiteit prijsgegeven maar nog niet de kans gehad om in een langer gesprek of een tweede brief hun capaciteiten toe te lichten. De discriminatie zou er het felst moeten zijn. Zonder discriminatie tegen de Marokkanen in deze “eerste ronde” zou propositie 7 moeten worden verworpen. Voor de stelling in propositie 7 dat individuele informatie een groter gewicht krijgt naarmate men verder gevorderd is in de selectieprocedure kunnen op basis van deze praktijktoets moeilijk 281

De contactname kan telefonisch of met een eerste sollicitatiebrief gebeuren (zie bijlage III.1 voor meer detail).

282

Discriminatie in deze fase komt bij een eerste contact via de telefoon neer op de weigering tot gesprek met de kandidaat van Marokkaanse herkomst.

Hoofdstuk 3 : Statistische discriminatie op de jobmarkt

192

besluiten getrokken worden. De kandidaten van Belgische en die van Marokkaanse herkomst hadden immers evenwaardige diploma's en ervaring283. Als de y-score tussen de twee kandidaten gelijk is hoeft men op basis van (15) niet te verwachten dat het percentage allochtonen dat in elke fase discriminatie ondervindt (dat opgenomen is in de tabel) afneemt naarmate de selectieprocedure vordert. Het gewicht van µj* neemt af naarmate de werkgever meer individuele informatie verwerft, maar als die individuele informatie geen differentiatie tussen de kandidaten toelaat, blijft de invloed van µj* bepalend voor de aanwervingsbeslissing. Omdat de y-scores toegekend worden door de werkgevers, kunnen zij echter nog steeds uiteenlopen. Dit toeval heeft in sommige gevallen geleid tot een voorkeur voor de kandidaat van Marokkaanse herkomst. Door het bestaan van toevallige verschillen in yij in beide richtingen kan toch een zekere daling van de procentuele netto discriminatie doorheen de selectiestadia verwacht worden. Het gewicht van de (hopelijk neutrale) "storing" in yij wordt immers bij elke volgende fase in de selectieprocedure groter. De netto discriminatie lijkt in de drie Gewesten, met 22%, 14 % en 11 % voor de mannen en 13 % voor de vrouwen in Brussel inderdaad milder in het laatste stadium dan in de voorafgaande stadia. Om statistische discriminatie te toetsen zou men de yij's op een gecontroleerde wijze moeten laten differentiëren. Dat kan door in de praktijktest teams op te nemen waarbij de kandidaat van vreemde herkomst een licht beter curriculum, in termen van ervaring of opleiding, kan voorleggen dan de kandidaat van Belgische herkomst. Op basis van het idee dat σ u2 j daalt naarmate de selectieprocedure vordert, kan worden verwacht dat de kandidaten van Marokkaanse herkomst wel gediscrimineerd worden bij de contactname, maar dat er in latere stadia minder netto discriminatie is. Daardoor doen de kandidaten van Marokkaanse herkomst het uiteindelijk beter dan die uit de Belgische nationale groep. Als werkgevers echter bereid zijn een prijs te betalen voor hun racistische preferenties, dan blijft de discriminatie relatief groot tot in de laatste fase. Het meest overtuigende bewijs dat de nationale groep als selectiecriterium gebruik wordt komt van een VDAB-onderzoek (Van den Broeck, 1999) naar de selectie van kandidaten door 283

Dossiers waarin toevallige omstandigheden (zoals het te laat op de afspraak komen van één van de kandidaten,...) de resultaten zouden kunnen beïnvloed hebben werden onbruikbaar verklaard.

Hoofdstuk 3 : Statistische discriminatie op de jobmarkt

193

werkgevers via internet. Via het KISS systeem van de VDAB kunnen werkgevers selecties maken in het aanbod van kandidaten die hun curriculum vitae ter beschikking stelden. Werkgevers kunnen selecteren volgens een combinatie van jobvereisten, zoals beroep, studieniveau, leeftijd, beschikbaar vervoermiddel, talenkennis en regio. Er kan niet geselecteerd worden op geslacht, nationaliteit of etniciteit. Elke zoekopdracht levert een aantal “geselecteerde” kandidaten op die aan de jobvereisten voldoen. Daarbij verschijnt in eerste instantie enkel de naam en voornaam van de kandidaat. De c.v.’s achter deze namen kunnen al dan niet aangeklikt of “bekeken” worden. Met een programma voor naamherkenning (zowel de voornaam als de achternaam waren daarbij van belang) werd een onderscheid gemaakt tussen Belgisch-Nederlandse namen, MaghrebijnsTurkse namen en Zuid-Europese namen. Omdat de naam het onderscheid tussen groepen uitmaakt is dit een operationalisering van ons concept van de nationale groep. Er werd onderzocht of de c.v.’s van kandidaten uit de drie groepen in dezelfde mate aangeklikt worden. Als er niet gediscrimineerd wordt op basis van de nationale groep is dat wat verwacht wordt. De naam beïnvloedde echter wel degelijk de kans dat de c.v. bekeken werd. Bij de groep met een Belgisch-Nederlandse naam is die kans 38.9%. Bij die met een Maghrebijns-Turkse naam 22.9%, bij die met een Zuid-Europese naam 31.6%. De resultaten overtuigen door het groot aantal betrokken selecties284. De verschillen tussen de Belgisch-Nederlandse en de MaghrebijnsTurkse nationale groep blijven bestaan als men vergelijkt binnen hetzelfde diploma. Wel zijn er grotere verschillen met de Belgen bij lage diploma’s dan bij hoge diploma’s. Bij een diploma lager onderwijs werd 34.5% van de “Belgische” c.v.’s aangeklikt tegen 17.1% van de “Maghrebijns-Turkse”. Bij een diploma hoger onderwijs waren die percentages resp. 40.8% en 31.3%. Wij besluiten dat er empirische evidentie bestaat dat de nationale groep gebruikt wordt als selectiemiddel bij aanwerving in België. Vooral voor de fase van de contactname is dat duidelijk. Dat wijst op het potentiële belang van het resultaat geformuleerd in propositie 7. 284

Het onderzoek liep over de periode september 1997-maart 1999. Daarbij werden de namen van circa 1.7 miljoen werkzoekenden (in eerste instantie) geselecteerd. Onder hen circa 1.6 miljoen autochtonen, 51000 Maghrebijnen en Turken en 18000 Zuid-Europeanen. Zo’n 4000 bedrijven voerden een selectie in.

Hoofdstuk 3 : Statistische discriminatie op de jobmarkt

4 Statistische

discriminatie

194

en

de

werking van de jobmarkt. Het jobmarktmodel van hoofdstuk 2 en het model van statistische discriminatie zijn zo geformuleerd dat zij onmiddellijk met elkaar kunnen verbonden worden. Werklozen met een hogere e-waarde hebben in het jobmarktevenwicht een hoger reservatieloon en/ of hogere uitstroomkansen uit de werkloosheid. De uitdrukkingen (3) voor het basismodel of (15) voor het veralgemeende model van statistische discriminatie geven weer hoe de e-waarde van een werkloze bepaald wordt. Uit de combinatie met het jobmarktmodel volgt dat werklozen uit groepen met een lage µ*j lagere uitstroomkansen uit de werkloosheid en /of lagere reservatielonen hebben. In deze afdeling wordt ingegaan op een aantal gevolgen van het bestaan van statistische discriminatie op de jobmarkt. In sectie 4.1 wordt aangetoond dat statistische discriminatie ertoe leidt dat nationale groepen die gemiddeld genomen niet (wel) aan de kwalificatievereisten in een baan voldoen daarin, gegeven hun werkelijke capaciteiten, onder (over) vertegenwoordigd worden (propositie 8). In sectie 4.2 wordt aangetoond dat in banen met opleidingskosten voor de werkgever, die daardoor meestal stabieler zijn, hogere reservatieniveaus gehanteerd worden. Als dat zo is, dan zijn nationale groepen met lage µ*j’s niet alleen ondervertegenwoordigd in de tewerkstelling in het algemeen, maar meer nog in langlopende en stabiele contracten mét opleidingskosten voor de werkgevers.

Hoofdstuk 3 : Statistische discriminatie op de jobmarkt 4.1

195

Statistische discriminatie en de allocatie in een baan met gegeven reservatieniveau.

Wij toonden eerder dat in het model van Aigner en Cain de verwachte e-waarde van iemand van nationale groep e, voor zijn test-score bekend is, gelijk is aan µj (zie afdeling 1). In het algemene model wordt dat µj*. Men zou dus kunnen denken dat, als µj* dicht bij µj ligt, statistische discriminatie de nationale groepen met lage µj*’s niet benadeelt. Die redenering gaat echter alleen op bij volledige tewerkstelling. Bij het bestaan van werkloosheid en in het bijzonder wanneer werkgevers reservatieniveaus van e hanteren, leidt statistische discriminatie tot een ondervertegenwoordiging in de tewerkstelling van groepen met (te) lage µj’s. Om dat aan te tonen wordt het basismodel van statistische discriminatie gecombineerd met het zoekmodel voor werkgevers met een vacature. Het sequentiële karakter van dat zoekmodel en het feit dat lonen van buitenaf bepaald zijn maken deze benadering verschillend van de aanpak van andere auteurs. Dat wordt besproken in sectie 4.1.1. In sectie 4.1.2 wordt propositie 8 geformuleerd en bewezen. Het resultaat wordt besproken in sectie 4.1.3.

4.1.1

Veronderstellingen

Propositie 8 is gebaseerd op de volgende veronderstellingen: 1) De veronderstellingen D.2 tot en met D.6 van het basismodel van statistische discriminatie. 2) De veronderstellingen B.1 tot B.8 van het zoekmodel voor werkgevers met een vacature. Onder 1 wordt, zoals bij Aigner en Cain (1977), de vereenvoudigende veronderstelling gemaakt dat als werkgevers discrimineren volgens de nationale groep, zij dat doen op basis van µj*'s die weinig afwijken van de µj's. Er wordt ook opnieuw verondersteld dat q en y normaal verdeeld zijn. Het verschil in benadering zit in punt 2. Aigner en Cain situeerden hun model van statistische discriminatie in de context van een arbeidsmarkt die werkt als een veiling. De

Hoofdstuk 3 : Statistische discriminatie op de jobmarkt

196

werkgevers kennen weliswaar de echte productiviteit niet van werknemers, maar de loonbepaling gebeurt er wel simultaan en zonder transactiekosten. In die omstandigheid wordt aan elke werkzoekende een loon aangeboden dat gelijk is aan zijn verwachte productiviteit. In het zoekmodel voor werkgevers met een vacature, behandeld in hoofdstuk 2, zijn niet de lonen, maar wel de kwalificatievereisten van werkgevers het evenwichtsbrengende mechanisme. Er wordt gewerkt met risico neutrale werkgevers (E.1) die er niet van uitgaan dat zij werknemers die weinig productief blijken kunnen ontslaan (E.2)285. Het loon dat de werkgever zal betalen is op voorhand gegeven (E.3). De werkgever kan het verwacht aantal effectieve arbeidseenheden van een werkzoekende inschatten (E.4) en kent de dichtheid fw(e) van de aan hem aangeboden vaardigheden286, waardoor hij zijn reservatieniveau erw kan bepalen. Het zoekmodel is een sequentieel model. Dat wil zeggen dat werkgevers moeten beslissen of zij ingaan op een aanbod op het moment dat zij het krijgen. Er is geen ruimte voor een vergelijking tussen meerdere kandidaten op hetzelfde moment, wat in conflict is met onze benadering van een selectieprocedure in meerdere stadia (zie vorige afdeling). Een uitbreiding naar niet-sequentiële vacature zoekmodellen houdt de bijkomende complexiteit in dat het reservatieniveau niet exogeen is, maar afhangt van de verdeling van de vaardigheden van de kandidaten die zich aandienen. In een niet-sequentieel zoekmodel met één vacature wordt enkel de kandidaat met de hoogste verwachte productiviteit aangeworven. Ook in de context van een niet sequentieel zoekmodel kan echter aangetoond worden dat statistische discriminatie leidt tot lagere kansen op het vinden van werk voor gediscrimineerde groepen dan de werkelijke productiviteitsverdeling verantwoordt. Een voorbeeld daarvan, in de context van job-matching, is het model van Asa Rosén (1997). Statistische discriminatie door werkgevers met een vacature wordt in het niet sequentieel jobmarktmodel van Asa Rosén veroorzaakt door het feit dat sommige groepen werklozen 285

Deze twee veronderstellingen hebben tot gevolg dat de variantie van de verdeling van de verwachte effectieve arbeidseenheden geen effect heeft op het reservatieniveau van de werkgever. In het geval die risico avers is of anticipeert werknemers kosteloos te kunnen ontslaan is dat niet zo. In het eerste geval doet een hogere variantie de reservatieniveaus stijgen, in het tweede geval doet zij ze dalen. De werkgever kan in dat laatste geval profiteren van een grotere variantie, omdat die enkel in positieve zin speelt. Bij een tegenvallende q wordt de werknemer ontslagen.

286

Deze verdeling is afgeleid van de verdeling P(e) van de aangeboden vaardigheden (zie hoofdstuk 2).

Hoofdstuk 3 : Statistische discriminatie op de jobmarkt

197

minder kieskeurig zijn bij het aanvaarden van een baan. Zij aanvaarden ook banen die een minder goede “match” (en bijgevolg een minder hoog loon en een minder hoge winst voor de werkgever in een later stadium) opleveren. Werkgevers, die in tegenstelling tot de werklozen zelf, geen informatie hebben over de productiviteit van een specifieke “match” (van een specifieke werknemer in een specifieke baan), weten enkel dat groep A kieskeuriger is dan groep B. Dat leidt tot discriminatie tegen groep B door werkgevers die zowel kandidaten van groep A als groep B over de vloer krijgen. Asa Rosén toont aan dat, zelfs al zijn de groepen symmetrisch wat betreft werkelijke verdeling van de productiviteit over de verschillende banen, enkel een evenwicht met discriminatie stabiel kan zijn op een aldus gestructureerde jobmarkt. Het gebruik van een sequentieel zoekmodel kan verdedigd worden als men de aandacht toespitst op het stadium van de contactname. Bij de contactname, via een schriftelijke sollicitatie of een kort telefoongesprek, moet de werkgever snel beslissen of hij verder tijd aan de kandidatuur van een werkzoekende wil besteden. De vergelijking met andere kandidaten gebeurt, zeker bij telefonisch contact, eerder op basis van het algemeen beeld dat de werkgever heeft van de gemiddelde kwaliteit van groepen dan op basis van concrete kandidaten die zich op hetzelfde moment aandienen287. Het is pas in de verdere ronden dat vergeleken wordt tussen kandidaten. Eens een werkzoekende door de contactname geraakt stijgen zijn kansen op tewerkstelling aanzienlijk288. Als men de hele selectieprocedure samenbrengt tot één beslissingsmoment is het verantwoord het sequentieel karakter van het eerste stadium te laten primeren. Dit laat ook toe dat een werkgever na meerdere interviews afgenomen te hebben nog steeds besluit voorlopig niemand aan te werven. Bemerk tenslotte dat de veronderstellingen van het zoekmodel van hoofdstuk 2 zoals die van vooraf bepaalde lonen en langdurige tewerkstelling289 aanvaardbaar zijn voor de formele jobmarkt, maar veel minder voor de informele jobmarkt. De formele jobmarkt heeft betrekking op die banen waar sociale zekerheidsbijdragen en belastingen betaald worden en 287

De werkgever kan het zich niet altijd veroorloven weken te wachten alvorens te reageren op een brief. Daarom krijgen de op het eerste zicht “beste” kandidaten direct een uitnodiging voor een volgende proef.…

288

De cijfers voor mannen uit het Waalse Gewest in de DWTC studie (1997) gaan het sterkst in de richting van die bewering. In het Waalse Gewest raken in 59 op 201 contactnames beide kandidaten door het eerste stadium. Bij die 59 teams werd er in 24 gevallen een baan aangeboden aan beide kandidaten en in 4 gevallen aan één van de kandidaten.

289

De veronderstelling van definitieve tewerkstelling wordt in sectie 4.2 versoepeld tot een vastgelegde termijn.

Hoofdstuk 3 : Statistische discriminatie op de jobmarkt

198

wettelijke bepalingen i.v.m. minimumloon en opzegtermijn gerespecteerd worden. De resultaten leren vooral iets over de toegang tot formele tewerkstelling. Groepen die, mede als gevolg van discriminatie, minder toegang hebben tot de formele sector zullen noodgedwongen langer werkloos zijn en vaker terechtkomen in de informele sector of in het statuut van zelfstandige (zie afdeling 5).

4.1.2

Formulering van propositie 8

In propositie 8 worden drie situaties vergeleken: (1) die van statistische discriminatie op basis van de nationale groep, zodat eij=(1-γj)µj + γjyij; (2) die waarbij werkgevers enkel differentiëren via de tesscore, zodat eij=yij; en (3) die waarbij werkgevers qij kennen. Dat laatste is niet hetzelfde als het beschikken over volledige informatie. De werkgever observeert immers pas qij op het ogenblik dat hij een werkzoekende ontmoet. Voor die ontmoeting kent hij enkel de verdeling FQ(q). Propositie 8:

Gegeven de kwalificatievereisten ewr gesteld in een baan leidt statistische discriminatie tot een onder(over)vertegenwoordiging van groepen met µj lager (hoger) dan ewr , dit zowel in verhouding tot de verdeling van de werkelijke productiviteit qij , als in verhouding tot de verdeling van de yij. Bewijs van propositie 8 Om propositie 8 te bewijzen moet de verdeling (of cumulatieve dichtheidsfunctie) Pj(e) van eij die volgt uit een specifieke verdeling FQj(q) van de productiviteit van groep j vergeleken worden met FYj(y) en met FQj(q) zelf. Uit (D.5) volgt rechtstreeks: F Q j (q) → N( µ j ,σ q2 j ) .

Uit (D.3), de onafhankelijkheid van qij en uij en de regel dat de som van twee normaal verdeelde stochastische grootheden ook normaal verdeeld is volgt, zoals reeds geformuleerd in (5):

Hoofdstuk 3 : Statistische discriminatie op de jobmarkt 2 2 F Y j (y) → N( µ j ,σ q j + σ u j )

199 (5)

Uit (11) volgt dat Ee(eij)=µj. Omdat (1-γj)µj + γjyij de som is van een normaal verdeelde grootheid (γjyij) met een constante, is eij ook normaal verdeeld, met een variantie gelijk aan γj² Var(yij). Daardoor kan men schrijven:

P j (e) → N( µ j ,

σ q4 j σ q2 j + σ u2 j

)

(22)

Het enige verschil tussen de verdelingen FQj(q), FYj(y) en Pj(e) is hun variantie. Die is het grootst bij FYj(y), gevolgd door FQj(q) en dan Pj(e). Daaruit volgt dat, bij evaluatie van deze cumulatieve dichtheden in dezelfde e-waarde erw en gegeven de symmetrie van de beschouwde verdelingen:

∀ewr < µ j : F Y (ewr ) > F Q j (ewr ) > Pj (ewr ) j

∀e > µ j : F (ewr ) < F Q j (ewr ) < Pj (ewr ) r w

Y

(23)

j

Met (23) werd aangetoond dat als erw > µj de groep die niet in aanmerking komt onder statistische discriminatie (gegeven door PY(erw)) groter is dan de groep die in aanmerking zou komen vertrekkende van de werkelijke productiviteit (FQ(erw)) of de individuele testscore (Fy(erw)). Het omgekeerde geldt als erw > µj. Daardoor is propositie 8 bewezen.

4.1.3

Bespreking van propositie 8

4.1.3.1 Algemeen

Propositie 8 stelt dat onder statistische discriminatie minder werkzoekenden uit nationale groepen met µj < ewr een baan aangeboden krijgen dan het aandeel dat in werkelijkheid vol-

Hoofdstuk 3 : Statistische discriminatie op de jobmarkt

200

doet aan de gestelde eisen. Zodra µj > ewr geldt het omgekeerde. De oorzaak van dit resultaat is de kleinere spreiding rond µj van de verdeling van e in vergelijking tot die van q en y. Die kleinere spreiding wordt niet veroorzaakt door de onvolledige informatie zelf, aangezien de dichtheid van y een grotere spreiding heeft dan die van q, maar door het feit dat bij statistische discriminatie het groepsgemiddelde een rechtstreekse invloed uitoefent op de verwachte productiviteit. In de werkelijkheid is er op een jobmarktsegment niet één ewr, maar een hele verdeling van ewr ‘s. Een intuïtieve vertaling van propositie 8 naar die situatie is dat een nationale groep, in verhouding tot haar werkelijke capaciteit, ondervertegenwoordigd is in beroepen waarin de ewr’s meestal hoger zijn dan het gemiddelde effectieve arbeidseenheden in de nationale groep. Het resultaat werkt zowel in positieve als in negatieve zin. Zo kan een vreemde nationale groep ook een zeer goede reputatie hebben, in het algemeen op de jobmarkt of op een bijzonder jobmarktsegment. In dat geval voorspelt de propositie dat deze groep oververtegenwoordigd wordt in de tewerkstelling. ewr mag niet verward worden met de objectieve kwalificatievereisten gevraagd door de werkgever. De laagste testscore yij waarbij men in aanmerking komt voor een baan is afhankelijk van de nationale groep en wordt gegeven door290: yjwr=(1/γj)ewr -(1-γj)/γjµj

(24)

Statistische discriminatie leidt ertoe dat de objectieve kwalificatievereisten afhangen van de nationale groep. Hoe hoger µj, hoe lager de gestelde eisen. De ondervertegenwoordiging in banen met ewr > µj wordt in de praktijk verwezenlijkt door aan de groep j voor dezelfde baan hogere diploma's, meer ervaring, betere toetsresultaten e.d. te vragen. Nu kan teruggekomen worden op de opmerking van Aigner en Cain (1977) en anderen dat statistische discriminatie geen zware gevolgen heeft (of niet kan beschouwd worden als economische discriminatie) omdat zij alleen maar leidt tot een herverdeling van de lonen binnen nationale groepen. In een wereld van onvolledige tewerkstelling, waar de toegang tot banen bepaald wordt door het 290

(24) werd afgeleid uit (3), waarbij eij vervangen werd door ewr.

Hoofdstuk 3 : Statistische discriminatie op de jobmarkt

201

halen van een reservatieniveau van verwachte effectieve arbeidseenheden, leidt statistische discriminatie ertoe dat objectieve criteria zoals opleidingsvereisten, ervaring, leeftijd… soepeler worden toegepast voor de ene nationale groep dan voor de andere. Het gevolg is dat leden van nationale groepen met µj > erw, met een y-waarde gelijk aan of net onder erw toch aangeworven worden, terwijl die met dezelfde y-waarde uit nationale groepen met µj < erw niet aangeworven worden. Statistische discriminatie is dus gunstig voor de tewerkstellingskansen voor werkzoekenden met relatief lage y-waarden uit nationale groepen met hoge µj‘s en ongunstig voor de tewerkstellingskansen van werkzoekenden met dezelfde (maar voor hun groep hoge) ywaarden uit nationale groepen met lage µj’s. De werkzoekenden met y < µj uit nationale groepen met µj < erw kunnen dan wel een iets hogere e-waarde hebben bij statistische discriminatie dan zonder die discriminatie, dat leidt bij hen niet tot hogere tewerkstellingskansen, aangezien hun e-waarde lager dan erw blijft. Zij komen eerder terecht in de permanente werkloosheid, zoals wordt besproken in de volgende sectie.

4.1.3.2 Langdurige werkloosheid op de formele jobmarkt

Propositie 8 is van toepassing op elk niveau van ewr op de formele jobmarkt(en). Bijgevolg geldt zij ook voor het reservatieniveau ewr min waaronder niemand wordt aangeworven. Het jobmarktmodel laat immers expliciet toe dat er, naast frictiewerkloosheid, ook permanente werkloosheid bestaat. Het toepassen van propositie 8 bij e wr = ewr min leidt tot het resultaat dat nationale groepen waarvan µj* < ewr min oververtegenwoordigd zijn in de permanente werkeloosheid. Met propositie 8 kan statistische discriminatie een verklaring bieden voor de in hoofdstuk 1 gemelde (extreem) hoge werkloosheidspercentages en het bestaan van een grotere langdurige werkloosheid onder nationale groepen afkomstig uit arme landen. Men moet dan wel willen accepteren dat de werkzoekenden uit de betreffende nationale groepen gemiddeld een verwacht aantal effectieve arbeidseenheden hebben dat lager is dan ewr min . Dit is mogelijk als de reservatieniveaus die werkgevers hanteren in de formele sector hoog zijn.

Hoofdstuk 3 : Statistische discriminatie op de jobmarkt

202

Dat laatste kan het gevolg zijn van relatief hoge wettelijke minimumlonen én het resultaat afgeleid in hoofdstuk 2 dat ewr min hoger is dan het laagste loon wmin. De mate waarin ewr min hoger is dan wmin hangt af van het aandeel werklozen dat bereid is te werken tegen het laagste loon. In een periode met weinig vacatures in verhouding tot het aantal werkzoekenden zijn er meer werklozen (met hogere e waarden) bereid te werken voor het wettelijk minimumloon dan anders (zie hoofdstuk 2, afdeling 5). De werkgevers reageren hierop door hogere eisen te stellen.

4.1.3.3 Het effect van statistische discriminatie op de erw’s.

Een kritiek op propositie 8 is dat zij de impact nagaat van statistische discriminatie op de kans aangeworven te worden bij een gegeven reservatieniveau, terwijl het reservatieniveau kan variëren met het al dan niet bestaan van statistische discriminatie. De vergelijking tussen een jobmarkt met statistische discriminatie, één met differentiatie volgens testscore en één waar de ware qij's gekend zijn, is slechts geldig als de verdeling P (...) van de verwachte effectieve arbeidseenheden op de gehele jobmarkt in deze drie situaties dezelfde is. Als men echter vertrekt van dezelfde onderliggende verdeling fQ(q) van het aantal effectieve arbeidseenheden, dan komt er in de drie situaties een andere verdeling P(...) van het relevante verwachte productiviteitsconcept tot stand. In appendix III.2 wordt afgeleid hoe statistische discriminatie de verdeling P(e) en vervolgens de door werkgevers gehanteerde reservatielonen, beïnvloedt in een speciaal geval. In het algemeen is het effect van statistische discriminatie op de reservatieniveaus onzeker. Statistische discriminatie heeft geen invloed op het gemiddelde µ van de verdeling van e voor alle nationale groepen tezamen, maar maakt het waarschijnlijker dat de dichtheid p(e) meertoppig is. In de extreme situatie waarbij de werkgever niet beschikt over individuele testresultaten (waarbij γj=0) bestaat de verdeling P(e) uit één massapunt in µ als er geen onderscheid kan gemaakt worden tussen nationale groepen en meerdere massapunten, corresponderend met de verschillende µj’s, als dat wel kan. Of de werkgevers in die situatie daadwerkelijk statistische discriminatie zullen toepassen hangt af van de toestand op de jobmarkt en de hoogte van de aangeboden lonen. Als zij voldoende aanbiedingen krijgen is het waarschijnlijker dat zij besluiten geen kandidaten van de nationale

Hoofdstuk 3 : Statistische discriminatie op de jobmarkt

203

groepen met de laagste µj’s aan te werven, wat neerkomt op een verhoging van erw. Statistische discriminatie zorgt zo voor een verbetering van de toestand voor de meeste werkgevers omdat de µj’s voor de groepen die wel nog in aanmerking komen voor aanwerving hoger zijn dan µ. Voor de werkgevers met de laagste lonen kan de toestand verbeteren, maar ook verslechteren. Dat laatste is het geval als de reservatielonen van werklozen uit nationale groepen met hoge µj’s stijgen. De hogere e-waarden voor werklozen uit nationale groepen met hoge µj’s kunnen er immers leiden tot een gunstiger verdeling van de aangeboden lonen. De verbetering van de situatie op de jobmarkt voor werkgevers met een relatief hoog loon kan er hen toe aanzetten meer vacatures uit te schrijven. Zo trekken werkgevers met w > µ zich terug uit de jobmarkt in het geval zij zich noch op individuele testresultaten (γ=0), noch op statistische discriminatie kunnen baseren. Als er wel statistische discriminatie mogelijk is kunnen zij blijven tot w = max (µ1, µ2,..) > µ. De toepassing van statistische discriminatie kan er dus toe leiden dat het aantal vacatures op de jobmarkt (structureel) toeneemt. De hogere kansen op werk die dat met zich meebrengt worden echter volledig opgeslorpt door de nationale groep(en) met de hoogste µj’s. De economische interpretatie hiervan is dat statistische discriminatie wel degelijk de (statische) efficiëntie op de jobmarkt verhoogt, wat via lagere productiekosten, tot een grotere totale productie en tewerkstelling kan leiden. De positieve macro-effecten van statistische discriminatie gaan echter ten koste van de uitstroomkansen uit de werkloosheid van de nationale groepen met lage µj’s (of µ*j’s). Bedenk dat in het geval van statistische discriminatie permanente werkloosheid van werklozen uit nationale groep(en) met een lage µj gepaard kan gaan met lange wachttijden voor werkgevers met een vacature. De werkgevers laten een vacature lang openstaan omdat zij op zoek zijn naar een kandidaat van een nationale groep met een hoge µj.

Hoofdstuk 3 : Statistische discriminatie op de jobmarkt 4.2

204

Statistische discriminatie in de context van een vacature zoekmodel met eindige contracten en opleidingskosten

Hoe hoger ewr, hoe groter de kans dat werkzoekenden uit nationale groepen met een gebrek aan menselijk kapitaal ondervertegenwoordigd zijn in een baan. In hoofdstuk 2 werd aangetoond dat een hoger loon, ceteris paribus, leidt tot een hoger reservatieniveau. De gehanteerde reservatieniveaus hangen echter niet alleen af van het loon, maar ook, zoals in deze sectie getoond wordt, van de door werkgevers te dragen opleidingskosten en de duur van de contracten. In hoofdstuk 2 werd een vacature zoekmodel ontwikkeld waarbij werkgevers enkel verschillen in de uit te betalen lonen en alle contracten een oneindige looptijd hebben. Die veronderstelling wordt hier versoepeld tot de situatie waarbij een contract n periodes duurt. De werkgever bepaalt zelf de duur n van het contract. Eens het contract afgelopen is hoeft de werkgever niet op zoek te gaan naar een vervanger. Dat omdat er dan geen werk meer te verrichten valt of omdat het om een tijdelijke vervanging van een bestaande werknemer gaat. Bij elke aanwerving moet de werkgever de vaste opleidingskosten T betalen. Die opleidingskosten kunnen financieel zijn (het laten volgen van cursussen...), maar het kan ook gaan om de kosten van leren bij het werk. In de plaats van door de uitdrukking in (II.34) wordt de verwachte actuele waarde van het tewerkstellen van een werkzoekende voor werkgevers met loon w, opleidingskosten T en contractduur n, nu gegeven door: 1 t V w,T,n (e) = (e - w)( )z - T r ∂z 1 met z = (1 ), en > 0 n ∂n (1 + r )

(25)

Voor het bepalen van het reservatieniveau wordt de zoekwaarde Vvw,T,n gelijk gesteld aan: Vvw,T,n= Vtw,T,n(erw,T,n)= (erw,T,n - w) (z/r) - T

(26)

Via invulling van (25) en (26) in (II.35) en vereenvoudiging kan hieruit de volgende uitdrukking voor het optimale reservatieniveau afgeleid worden:

Hoofdstuk 3 : Statistische discriminatie op de jobmarkt

e

r w,T,n

rT α = w+ + z r

205

e*w

∫

(e - erw,T,n )p(e)de

(27)

e rw,T,n

De duur van de contracten (n) en de opleidingskosten (T) beïnvloeden het optimale reservatieniveau via de term rT/z in uitdrukking (27). De totale differentiaal van erw,T,n naar T is:

r w,T,n

de = dT

r + α ( e*w - erw )p( e*w ) z(1 +

α r

* w

(P( e ) - P( e

∂ e*w ∂T

r w,T,n

(28)

)))

Als ∂ew*/∂T= 0 heeft een verhoging van de opleidingskosten voor rekening van de werkgever een ondubbelzinnig positief effect op de gestelde eisen. Omdat het volgen van een opleiding of het opdoen van ervaring (op kosten van de werkgever) de waarde van de werknemer op de jobmarkt verhoogt, is het waarschijnlijk dat werkzoekenden liever terechtkomen in een baan waar de werkgever een opleiding biedt. In dat geval is ∂ew*/∂T ≥ 0. Het positief effect van T op ew* wordt dan verder versterkt: werkgevers die een (interessante) opleiding bieden trekken gemakkelijker hoog gekwalificeerden aan, waardoor zij zelf hogere aanwervingseisen kunnen hanteren. Het effect van een verhoging van de duur van het contract kan, gegeven (25), nagegaan worden door erw,T,n in (27) te differentiëren naar z:

r w,T,n

de = dz

− rT + α ( e*w - erw )p( e*w ) z ²(1 +

α r

* w

(P( e ) - P( e

∂ e*w ∂z

r w,T,n

(29)

)))

Als ∂e*w/∂z= 0 leidt een verhoging van z (of de duur van de contracten) tot een daling van het reservatieniveau. Het effect van de duur van de contracten staat evenwel niet op zichzelf, maar is het gevolg van het bestaan van opleidingskosten. Door een langere duur van de contracten kunnen de opleidingskosten uitgesmeerd worden over de tijd, waardoor zij minder zwaar uitvallen. Als T=0 is het teken van de afgeleide in (29) uitsluitend afhankelijk van ∂e*w/∂z.

Hoofdstuk 3 : Statistische discriminatie op de jobmarkt

206

Het bestaan van opleidingskosten (de term rT/z) heeft op zich een positief effect op de door werkgevers gehanteerde reservatieniveaus, omdat het zorgt voor een kostenverhoging. Het effect van een verhoging van opleidingskosten komt trouwens niet toevallig sterk overeen met dat van een loonsverhoging (vergelijk (28) met II.41). Een verhoging van de contractduur zorgt wel voor een vermindering van die extra kosten voor de werkgever. Daardoor is het waarschijnlijk dat in de praktijk de duur van contracten positief verbonden is met de hoogte van de opleidingskosten voor werkgevers. Banen met opleidingskosten voor de werkgever zullen ook minder snel op de tocht komen te staan bij een vraagdaling omdat de ondernemer wil vermijden om bij een herneming opnieuw de opleidingskost te moeten ondergaan. Om het verloop in banen met opleidingskosten te reduceren zullen werkgevers bovendien geneigd zijn daar, conform de theorie in verband met efficiëntielonen, hogere lonen aan te bieden. Die hogere lonen zorgen voor een bijkomende verhoging van de gestelde kwalificatievereisten. De relatie van het bovenstaande met statistische discriminatie kan als volgt geformuleerd worden. In banen met opleidingskosten voor de werkgever worden hogere eisen gesteld dan in banen zonder opleidingskosten.Als uit propositie 8 volgt dat door statistische discriminatie werklozen uit een nationale groep j ondervertegenwoordigd zijn in de permanente werkloosheid, dan geldt a fortiori dat zij ondervertegenwoordigd zijn in banen met opleidingskosten voor de werkgevers. De erw’s zijn er immers hoger. Hieruit kunnen een aantal toetsbare stellingen gehaald worden. Statistische discriminatie leidt, gegeven de y-waarden (d.w.z. de observeerbare objectieve kenmerken: diploma ervaring, e.d.), tot een ondervertegenwoordiging in banen met opleidingskosten van nationale groepen met µ*j lager dan de hoge erw ‘s in die banen (zie propositie 8). Banen met opleidingskosten voor de werkgever zijn om bovenvermelde redenen meestal van langere duur, zijn stabieler en bieden, om een hoog verloop te vermijden, een hoger loon291. Daardoor kan verwacht worden dat leden van nationale groepen met lage µj’s, gegeven hun observeerbare kenmerken, ondervertegenwoordigd zijn 291

Dat hoger loon heeft een verder positief effect op de reservatieniveaus.

Hoofdstuk 3 : Statistische discriminatie op de jobmarkt

207

in langlopende en stabiele contracten. Zij hebben dus een hogere kans om eens tewerkgesteld opnieuw werkloos te worden. Deze stelling wordt getoetst in hoofdstuk 5. Minstens even belangrijk is dat nationale groepen met lage µj*’s door statistische discriminatie minder (dan wat rechtstreeks volgt uit hun qij en yij waarden) terechtkomen in banen waarin moet geleerd worden en waarin dus nuttige ervaring opgebouwd wordt292. Ook deze stelling wordt in hoofdstuk 5 getoetst. Zij impliceert dat voor nationale groepen die gediscrimineerd worden het feit dat men reeds gewerkt heeft een minder gunstig effect heeft op de uitstroomkansen uit de werkloosheid. Dat komt omdat werken voor deze groepen minder leidt tot het opbouwen van relevante ervaring dan in andere groepen.

5 De

implicaties

van

jobmarktsegregatie. Het basismodel en het algemene model van statistische discriminatie gaan op per segment van de jobmarkt. In sectie 5.1 wordt ingegaan op de oorzaken van de segmentering van de jobmarkt. In sectie 5.2 gaat de aandacht naar de gevolgen ervan bij het bestaan van statistische discriminatie. Segmentering impliceert dat de oorzaken en de mate van statistische discriminatie kunnen verschillen tussen segmenten. Wij gaan na of en hoe allochtonen de gevolgen ervan kunnen beperken door uit te wijken naar jobmarktsegmenten met weinig discriminatie.

5.1

Oorzaken van segmentering van de jobmarkt volgens beroepsgroepen

De veronderstelling C.2 en C.3 van het jobmarktmodel luiden dat de jobmarkt kan ingedeeld 292 Wij gaan er hier expliciet van uit dat werkgevers er niet in slagen om alle kosten van opleiding waarvan ook de werknemers zelf profiteren (bijvoorbeeld bij het zoeken van een andere baan bij ontslag) te verhalen op die

Hoofdstuk 3 : Statistische discriminatie op de jobmarkt

208

worden in segmenten die verschillen in de soort en het niveau van de gevraagde vaardigheden en dat werklozen het gros van hun zoekactiviteiten beperken tot één van die segmenten. De hoofdreden voor segregatie is het bestaan van verschillen tussen banen inzake vereiste vaardigheden. Op verschillende jobmarkten gelden daardoor andere eisen inzake opleiding en ervaring. Dezelfde werkloze heeft daardoor een verschillende e-waarde op verschillende jobmarktsegmenten. Maar er is niet alleen segregatie omdat de gevraagde vaardigheden verschillen, maar ook omdat werkzoekenden het niet opportuun vinden om tegelijkertijd voor te sterk verschillende banen te solliciteren. Solliciteren brengt hoe dan ook kosten met zich mee. De psychologische last van het afgewezen worden, de onzekerheid en het wachten en de inspanningen om zich voor te bereiden op een gesprek of test zijn daarbij niet de minst belangrijke. Door alle sollicitaties en eventuele bijscholing te richten op één jobmarkt minimaliseert een werkzoekende die inspanningen. Dat is zo omdat solliciteren niet op elke jobmarkt op dezelfde wijze gebeurt. Een werkzoekende moet leren solliciteren op een jobmarkt. Hij moet leren hoe zich voor te stellen en hoe zich te gedragen bij sollicitatiegesprekken. Hij moet soms een netwerk van contacten opbouwen die het vinden van een baan vergemakkelijkt. Als een werkloze zoekt op het jobmarktsegment waarvoor hij opgeleid is of waarop hij eerder gewerkt heeft, maakt hij bovendien optimaal gebruik van het rendement van het menselijk kapitaal dat hij al solliciterend en al werkend in vroegere banen vergaard heeft. De keuze van het segment is exogeen in ons jobmarktmodel. De impliciete veronderstelling is dat het zoeken voorafgegaan wordt door een éénmalige beslissing bij het begin van de werkloosheid waarbij het segment wordt bepaald. Vanuit de logica van maximalisatie van de actuele waarde van de toekomstige inkomensstromen is het voor de hand liggend dat werklozen op dat moment opteren voor het jobmarktsegment waar hun (verwachte) zoekwaarde het hoogst is. Een persoon is niet altijd gebonden aan hetzelfde jobmarktsegment. Bij het begin van een werkloosheidsperiode kan voor een ander segment geopteerd worden. Naarmate men ouder wordt en meer gespecialiseerde ervaring opgedaan heeft, neemt de gerichtheid naar één specifiek laatste.

Hoofdstuk 3 : Statistische discriminatie op de jobmarkt

209

segment toe. De individuele uitstroomkansen hangen zo in toenemende mate af van de evolutie van de vraag naar arbeid in het beroep waarin ervaring opgebouwd werd. Ook schoolverlaters beginnen echter niet met een schone lei. Diploma’s bepalen immers de toegang tot heel wat banen, waardoor schoolverlaters het best beginnen te solliciteren voor banen waarop hun opleiding gericht is.

5.2

Statistische discriminatie in de context van een gesegmenteerde jobmarkt

Als de jobmarkt bestaat uit meerdere segmenten impliceert dit dat de oorzaken en de mate van statistische discriminatie kunnen verschillen tussen die segmenten. Dit wordt besproken in sectie 5.2.1. Werkzoekenden uit gediscrimineerde groepen kunnen reageren op verschillen in de mate van discriminatie tussen jobmarktsegmenten door die met de meeste discriminatie te vermijden. Dat wordt besproken in sectie 5.2.2. In sectie 5.2.3 wordt ingegaan op het ontwijkingsgedrag als gevolg van wettelijke discriminatie.

5.2.1

Verschillen in de oorzaken en de mate van discriminatie tussen jobmarktsegmenten

Factoren die het bestaan van verschillen in µj’s, dat wil zeggen de oorzaak van statistische discriminatie binnen een jobmarktsegment, beïnvloeden, zijn: •

Het bestaan van een niet direct observeerbare achterstand in belangrijke menselijk kapitaalaspecten (kwaliteit scholing, taalkennis, etc…).

•

Het bestaan van racisme of foutieve vooroordelen bij werknemers of klanten.

Het eerste punt was het uitgangspunt voor ons model van statistische discriminatie. Wij herhalen het omdat een dergelijke achterstand niet voor alle beroepen hoeft te bestaan of relevant is. Voor pure handenarbeid is de kwaliteit van de scholing en (schriftelijke) taalkennis minder belangrijk. Ook het tweede punt is belangrijk. Verschillen in µj’s kunnen

Hoofdstuk 3 : Statistische discriminatie op de jobmarkt

210

veroorzaakt worden door racisme en vooroordelen onder de overige personeelsleden en het cliënteel. Ofwel anticipeert de werkgever negatieve reacties zonder dat hij ooit geprobeerd heeft een allochtoon aan te werven, ofwel heeft hij uit het verleden ervaren dat mede als gevolg van dergelijke reacties allochtonen inderdaad minder goede prestaties neerzetten. Als racisme van werknemers en klanten aan de basis ligt van discriminatie bij aanwerving, dan leidt dat opnieuw tot de voorspelling dat die discriminatie niet op alle jobmarktsegmenten even sterk kan zijn. Zo is er mogelijk minder racisme als het personeel hoger geschoold is. Als racisme van klanten leidt tot discriminatie door werkgevers slaat die discriminatie vooral op functies waar contact is met klanten. Naast factoren die de oorzaken van statistische discriminatie beïnvloeden zijn er ook factoren die de mate van statistische discriminatie bepalen. De mate van statistische discriminatie wordt weergegeven door het gewicht van µj* in (15), of (1-γj). Hoe preciezer de individuele testscore, hoe hoger γj, en dus hoe minder belangrijk statistische discriminatie. De volgende factoren werken in op de precisie van de testscore of op de precisie van µ*j als schatter van µj.: •

Het bestaan van alternatieve ruwe selectiemechanismen zoals diploma ‘s, leeftijd, ervaring… Deze karakteristieken verhogen kosteloos de precisie van de individuele testscore yij.

•

Het loon dat moet worden betaald en het belang van de uit te voeren taken. Hoe belangrijker een baan, hoe meer werkgevers willen investeren in precieze individuele testscores.

•

Het moment waarop de eerste selectie doorgevoerd wordt: bij de contactname of na testen. Als er per vacature erg veel kandidaten opdagen, dan is het bestaan van een preselectie door de werkgever (of het interimbureau) waarschijnlijk. Statistische discriminatie heeft dan een grotere impact. Dagen er weinig kandidaten op per vacature, dan is het waarschijnlijker dat alle curricula gelezen worden en een groot aandeel van de kandidaten geïnterviewd worden.

•

De mate waarin werkgevers met vreemde nationale groepen geconfronteerd worden. Als werkgevers nauwelijks geconfronteerd worden met een vreemde nationale groep heeft het geen zin de nationale groep als selectiecriterium te hanteren. Er bestaat dan geen betrouwbare schatter van µj (η²j is erg hoog, zie (19)).

Hoofdstuk 3 : Statistische discriminatie op de jobmarkt

5.2.2

211

Uitwijkmogelijkheden op een gesegmenteerde jobmarkt met discriminatie

Als de mate van discriminatie verschilt tussen jobmarktsegmenten, kan men discriminatie ontlopen door te gaan zoeken op die segmenten waar de minste discriminatie is. Die redenering speelt zeker in het achterhoofd van diegenen die sceptisch staan tegenover de impact van discriminatie op de uitstroomkansen uit de werkloosheid. Zo schrijft Heckman (1998): “The impact of market discrimination is not determined by the most discriminatory participants in the market, or even by the average level of discrimination among firms, but rather by the level of discrimination at firms where ethnic minorities or women actually end up buying, working or borrowing. It is at the margin that economic values are set.”

Deze uitspraak is foutief omdat zij het bestaan van zoekkosten negeert. Zij is enkel correct onder zuivere concurrentie, waar het zoeken van een tegenpartij tijd noch geld kost. Een werkloze uit een gediscrimineerde groep weet echter alvorens contact genomen te hebben (en vaak zelfs nadien…) niet of de werkgever al dan niet discrimineert. Ook als slechts een minderheid van de werkgevers binnen een jobmarktsegment discrimineert, leidt dat tot minder jobaanbiedingen en zo tot lagere reservatielonen en /of uitstroomkansen uit de werkloosheid voor de gediscrimineerde groep. Wat wél mogelijk is, is dat gediscrimineerde groepen weten op welke segmenten zij het zwaarst gediscrimineerd worden en daarom besluiten die te verlaten of te ontwijken. Als werklozen al solliciterend merken dat zij te weinig kans maken door discriminatie, gaat er tijd verloren en is hun werkloosheidsduur reeds langer. Op het nieuwe segment hebben zij mogelijk een achterstand wegens minder gepaste scholing of ervaring. Personen uit gediscrimineerde groepen zouden echter ook van bij het begin van hun loopbaan of zelfs bij het bepalen van hun studiekeuze rekening kunnen houden met discriminatie op bepaalde jobmarktsegmenten. In de volgende sectie wordt ingegaan op de uitwijkmogelijkheden van vreemdelingen bij wettelijke discriminatie, waarop vreemdelingen wél kunnen anticiperen. In deze sectie wordt gepoogd na te gaan op welke jobmarktsegmenten statistische discriminatie van allochtonen het meest waarschijnlijk is in de privésector. Dat is nodig om in te kunnen schatten hoe -wat ook impliceert met welk diploma- allochtonen discriminatie zouden kunnen ontwijken. In de vorige sectie werd aangevoerd dat statistische discriminatie op basis van de nationale groep minder impact heeft (door een hogere γj) in functies waarvoor een hoge en gespecialiseerde opleiding of

Hoofdstuk 3 : Statistische discriminatie op de jobmarkt

212

ervaring vereist is. De gegevens in de onderstaande tabel illustreren dat het vereiste scholingsniveau293 het hoogst is in “gespecialiseerde” , gevolgd door

“administratieve”

294

functies . Tabel 3.1: Het vereist scholingsniveau volgens functie (percentage per functie) UO

HO

HASO

HTBSO

LSO

LO

Gespecialiseerde functie

24.8

49.4

7.4

15.6

2.2

0.6

Administratieve functie

10.9

45.0

21.3

16.2

1.6

4.9

Commerciële functie

8.5

27.7

22.8

23.1

10.2

7.6

Dienstverlenende functie

3.7

15.2

0.7

27.9

21.0

31.5

Functies handenarbeid

0.1

2.1

4.7

30.8

24.1

38.2

Totaal

9.2

25.7

9.9

23.4

13.0

18.9

Bron: Simoens, Denys en Denolf (1997) gebaseerd op een (UPEDI-)enquête bij 2212 bedrijven met een vacature.

Als de discriminatie het zwakst is voor gespecialiseerde en administratieve functies, dan biedt dat geen oplossing voor de grote meerderheid van werklozen uit de Turkse en de Marokkaanse nationale groep die ten hoogste een diploma van het lager secundair onderwijs behaalde295. In het licht van de discussie in de vorige sectie dat discriminatie door klanten een oorzaak kan zijn van verschillen in µjk’s en empirische evidentie voor België dat discriminatie harder toeslaat in de horeca en de handel en in functies met contact met klanten296, is het niet onwaarschijnlijk dat er wel statistische discriminatie is in commerciële

293

UO=universitair onderwijs, HO=hoger onderwijs, HASO= hoger algemeen secundair onderwijs, HTBSO=hoger technisch of beroepsonderwijs, LSO=lager secundair onderwijs, LO=lager onderwijs.

294

De functieclassificatie van de auteurs volgt de ISCO-nomenclatuur uitgewerkt door de Internationale Arbeidsorganisatie (IAO). “gespecialiseerde functies” zijn onder meer ingenieurs, juristen, economen, leerkrachten en directieleden, managers of kaderpersoneel; “administratieve functies” omvatten o.m. secretaris(es)sen, boekhouders, telefonisten en computeroperateurs. Voorbeelden van “commerciële functies” zijn vertegenwoordigers en handelsagenten, verzekeringsagenten en winkelbedienden; voorbeelden van dienstverlenende functies zijn koks, kelners, huispersoneel (waaronder poets- en schoonmaakpersoneel), kappers, e.d. . “Functies handenarbeid” slaan o.m. op arbeiders in de industrie, bouw of handel en chauffeurs.

295

Van de werkloze Turkse en Marokkaanse mannen hadden niet minder dan resp. 86.1% en 84.5% slechts een diploma van het lager secundair of minder in de periode 89-93. Bij de Belgische werklozen was dat 51.6%. Bij de Turkse, Marokkaanse en Belgische werkloze vrouwen was dat resp.: 84.3%, 70.9% en 38.3%. Over leden van de Marokkaanse of Turkse nationale groep die de Belgische nationaliteit hebben zijn geen cijfers bekend.

296

In de DWTC-studie “Etnische discriminatie bij aanwerving (1997) vond men dat in de provincie Antwerpen de netto discriminatie tegen de Marokkaanse nationale groep het grootst was in de horeca en de handel. Zij was er gemiddeld in de diensten en het geringst binnen de industrie, waar de hypothese van geen discriminatie niet kon verworpen worden. Dat was wél het geval in de andere sectoren. Discriminatie in de handel en de horeca werd ook aangetoond voor mannen uit de Marokkaanse nationale groep in het Brussels Hoofdstedelijk Gewest. De discriminatie was er sterker dan gemiddeld in de functies van kelner en vertegenwoordiger. In de studie

Hoofdstuk 3 : Statistische discriminatie op de jobmarkt

213

functies. Commerciële functies functies nemen in tabel 3.1 een middenpositie in wat betreft diploma-eisen. Het feit dat diploma ‘s bij commerciële functies de kansen op werk duidelijk verhogen, maar niet altijd noodzakelijk zijn laat toe dat er statistische discriminatie is tegen vreemde nationale groepen op basis van een geringere verwachte talenkennis. Kennis van het Nederlands of Frans blijkt alvast een belangrijk criterium voor aanwerving in commerciële en in administratieve functies297.

5.2.3

De differentiële impact van wettelijke discriminatie (of differentiatie)

Bij wettelijke discriminatie wordt, ongeacht het opleidingsniveau, aan vreemdelingen de toegang ontzegd tot bepaalde banen. Omdat deze vorm van discriminatie enkel bepaalde jobmarkten betreft, én de werkzoekende deze discriminatie kan anticiperen kan uitwijkingsgedrag naar andere jobmarktsegmenten verwacht worden. Wij bespreken cijfers die aangeven dat de wettelijke discriminatie in de publieke sector in België inderdaad tot dergelijk uitwijkingsgedrag aanleiding heeft gegeven, maar dat de mogelijkheden tot uitwijken sterk verschillen tussen EGvreemdelingen (met meestal hoge diploma ‘s) en niet EG-vreemdelingen (met meestal lage diploma ‘s). In België bestaat geen wetgeving die aanzet tot discriminatie tegen nationale of etnische groepen, maar wel een grondwettelijk verbod op aanwerving van niet-Belgen in overheidsdienst. Artikel 10, alinea 2 van de Grondwet bepaalt dat: "alleen de Belgen benoembaar zijn tot de burgerlijke en militaire bedieningen, behoudens de uitzonderingen die voor bijzondere gevallen door de wet kunnen worden gesteld"

Onder druk van de Europese regelgeving298 hieromtrent werden in de loop van de jaren '90 zowel door de Federale regering als door die van de Gewesten en Gemeenschappen inspanninvond men een sterkere discriminatie in functies met klantencontact dan in functies zonder klantencontact. Toch kon ook in de functies zonder klantencontact de hypothese van geen discriminatie verworpen worden. 297

Dat blijkt uit een rangorde voor aanwervingcriteria bevraagd door Simoens, Denys en Denolf (1997). Kennis van het Nederlands of het Frans komt bij commerciële functies op de tweede plaats. Het wordt enkel voorafgegaan door “flexibiliteit”. Voor administratieve functies komt kennis van het Nederlands of Frans zelfs op de eerste plaats.

298

Onder meer de mededeling over "vrij verkeer van werknemers en toegang tot de overheidsbetrekkingen in de lidstaten" (Publicatieblad, 72/2 van maart 1988) en de jurisprudentie van het Europees Hof van Justitie. Voor een

Hoofdstuk 3 : Statistische discriminatie op de jobmarkt

214

gen gedaan om de impact van deze basisregel te beperken. Één van de meest concrete maatregelen van de Federale regering is het koninklijk besluit van 13 april 1995 dat de mogelijkheid om betrekkingen voor te behouden aan Belgen begrenst tot: " de betrekkingen die rechtstreeks of onrechtstreeks deelneming aan de uitoefening van openbaar gezag inhouden en werkzaamheden omvatten strekkende tot bescherming van de algemene belangen van de staat" (Etnische discriminatie bij aanwerving 1997)

Dit en soortgelijke besluiten voor het personeel in diensten van Gewesten en Gemeenschappen beperken de uitsluiting van vreemdelingen tot de statutaire ambtenaren. Contractuele betrekkingen zijn, behoudens de regel van de deelname aan het openbaar gezag, opengesteld voor niet-Belgen. Door de Vlaamse regering zijn zij ook opengesteld voor niet-Europeanen299. Dat laatste is echter geen algemene regel. Op andere niveaus en voor statutaire ambtenaren werden de betrekkingen tot nu toe enkel opengesteld voor vreemdelingen met de nationaliteit van een EG-land. Wettelijke discriminatie treft niet direct de nationale groep, enkel de personen van die nationale groep die niet de Belgische nationaliteit hebben. De meeste actieven van vreemde nationale groepen hadden voor 1996 nog steeds niet de Belgische nationaliteit300. Zo waren er op 1 januari 1996 nog 140.303 personen met de Marokkaanse nationaliteit in België, terwijl er in de periode 1985-1995 slechts 44.164 Marokkanen genaturaliseerd werden tot Belg301. In de praktijk vormde de wettelijke discriminatie, ook in de periode 1990-1995, een belangrijke beperking voor vreemdelingen zowel van binnen als buiten de Europese Unie. Dat kan men afleiden uit het statuut van de personen met een betrekking in het Vlaamse Gewest in 1995, weergegeven in de volgende tabellen. In de tabellen 3.2 en 3.3 wordt een onderscheid gemaakt tussen mannen en vrouwen volgens het statuut waarin zij tewerkgesteld zijn. Er wordt een onderscheid gemaakt tussen werkgevers, overzicht, zie B. Smeesters en A. Nayer in "Etnische Discriminatie bij de aanwerving" (1997). 299

Het besluit van de Vlaamse regering van 24 november 1993 (Belgisch Staatsblad, 20 december 1993).

300

Uit cijfers van Van den Broeck (1999b) blijkt dat in december 1998 enkel in de leeftijdsgroep van 18 tot 23 jaar de meerderheid van de leden van de Turkse en Magrebbijnse nationale groepen de Belgische nationaliteit had.

301

Deze cijfers zijn afkomstig van het jaarrapport van 1996 van het NIS. Het cijfer van de naturalisaties moet aangevuld worden met een beperkt aantal kleinkinderen van immigranten dat na de wet van 1991 automatisch Belg werd.

Hoofdstuk 3 : Statistische discriminatie op de jobmarkt

215

zelfstandigen, helpers (van zelfstandigen), arbeiders, bedienden en ambtenaren. De spreiding van EG-vreemdelingen (vooral Nederlanders, Fransen , Italianen en Duitsers) over de statuten is heel anders dan die van de niet-EG vreemdelingen. Het enige punt van overeenstemming is dat van de ambtenaren. Zowel de EG-vreemdelingen als de niet-EG-vreemdelingen met een betrekking waren in 1995 in vergelijking tot de Belgen slechts in zeer geringe mate tewerkgesteld als ambtenaar. Tabel 3.2: Beroepsstatuut van mannen met een betrekking, wonend in het Vlaams gewest in 1995 statuut

Belgen

%

EG

%

Niet EG

%

Werkgever

45404

3.3

2467

6

157

1

Zelfstandige

198034

14.6

6602

16.1

1296

8

Helper

10454

0.8

471

1.1

332

2

Arbeider

506869

37.4

16236

39.6

11073

68.2

Bediende

360940

26.6

12991

37.7

2537

15.6

Ambtenaar

235215

17.3

2218

5.4

835

5.1

Bron: Enquête naar de Beroepsbevolking jaar 1995, NIS, tabel 2.B.5

Tabel 3.3: Beroepsstatuut van vrouwen met een betrekking, wonend in het Vlaams gewest in 1995 statuut

Belgen

%

EG

%

Niet-EG

%

Werkgever

6350

0.7

212

1.5

184

3.7

Zelfstandige

88275

9.7

1008

7

1151

23.2

Helper

52586

5.8

814

5.6

132

2.7

Arbeider

184484

20.3

3280

22.7

2086

42

Bediende

362130

39.8

8145

56.3

1109

22.3

Ambtenaar

215683

23.7

1002

6.9

306

6.2

Bron: Enquête naar de Beroepsbevolking jaar 1995, NIS, tabel 2.B.5

Zeker bij de EG-vreemdelingen lijkt dat eerder toe te schrijven aan wettelijke discriminatie dan

Hoofdstuk 3 : Statistische discriminatie op de jobmarkt

216

aan een gebrek aan capaciteiten. Het percentage bedienden, dat qua statuut en soort werk het dichtst aanleunt bij dat van de ambtenaren, is bij die groep, zowel bij mannen als vrouwen, groter dan bij de Belgen. Dat kan wijzen op een zekere noodgedwongen substitutie van het statuut van ambtenaar door dat van bediende. Verder valt een relatief hoog % van de mannelijke EGvreemdelingen onder het statuut van werkgever of zelfstandige. Ook bij het aandeel van de niet EG-vreemdelingen dat ambtenaar is zal wettelijke discriminatie een rol gespeeld hebben. Het percentage dat tewerkgesteld is als bediende in de privé sector blijft er ver onder dat van de Belgen, maar is met 15.6% bij de mannen en 22.3% bij de vrouwen opvallend hoger dan dat van de ambtenaren (5.1% en 6.2%). Niet EG-vreemdelingen “opteren” nog steeds zeer sterk voor de baan van arbeider. Het hoge percentage arbeiders bij de niet EGvreemdelingen (68.2% bij de mannen en 42% bij de vrouwen) bevestigt de cijfers daarover in hoofdstuk 1. Als er voldoende alternatieven voor handen zijn zal de wettelijke discriminatie bij ambtenaren weinig effect hebben op de uitstroomkansen uit de werkloosheid omdat vreemdelingen van bij het begin op andere jobmarktsegmenten zoeken. Voor hooggeschoolde Europeanen is dat wellicht het geval. Voor laag geschoolden uit niet-Europese landen zijn er echter minder alternatieven op de jobmarkt, waardoor de wettelijke discriminatie, die geldt ongeacht het niveau van de benoeming302, een negatief effect zou kunnen hebben op de uitstroomkansen uit de werkloosheid. Omdat een job als ambtenaar stabieler is en het juist bij de vaste benoemingen is dat de voorwaarde van Belg (of Europeaan) zijn het meest hardnekkig gehanteerd wordt, heeft het grote percentage ambtenaren ook een positieve invloed op de duur en stabiliteit van de tewerkstelling bij de Belgen. In de literatuur wordt vaak naar voor geschoven dat immigranten, mede als gevolg van wettelijke en andere vormen van discriminatie vaker als zelfstandige gaan werken303. De evidentie hiervoor voor België in tabel 3.2 en 3.3 is gemengd. Mannen uit de groep van EG-vreemdelingen en

302

In de jaren '90 zijn er echter slechts weinig aanwervingen op niveaus lager dan niveau 1 (universitairen en hoog geschoolden van het lange type) of niveau 2+ (hoger geschoolden) gebeurd door de Federale en Gewestelijke administraties. De voorwaarde van Belg zijn kan echter wel een effect gehad hebben bij aanwervingen voor laag en middelmatig geschoolden door politie, overheidsdiensten (de post...) of op het gemeentelijk niveau.

303

Zie onder meer Stark (1991), Schwab (1986).

Hoofdstuk 3 : Statistische discriminatie op de jobmarkt

217

vrouwen bij de niet EG-vreemdelingen komen vaker terecht in het statuut van zelfstandige en werkgever dan Belgen. Voor de vrouwen bij de EG-vreemdelingen en de mannen bij de niet EGvreemdelingen is het resultaat tegenovergesteld. Een verklaring voor dit paradoxale resultaat wordt misschien geboden door Coate en Tennyson (1992). Zij argumenteren dat, als er discriminatie is op de arbeidsmarkt, de verwachte opbrengsten bij “self employment” verschillen tussen groepen. Groepen die gediscrimineerd worden op de arbeidsmarkt hebben een geringere opportuniteitskost voor het starten van een eigen zaak. Omdat de individuele vaardigheden tot ondernemen niet geobserveerd worden is het mogelijk dat kredietverleners statistische discriminatie304 toepassen tegen groepen waarvoor de opportuniteitskost voor ondernemen te laag ingeschat wordt (zodat er geen garantie is van voldoende individuele vaardigheid). In het model van Coate en Tennyson (1992) is deze afgeleide discriminatie zo sterk dat de leden van de gediscrimineerde groepen uiteindelijk minder incentieven kunnen hebben om zelf te ondernemen dan de correct behandelde groepen. Deze theorie kan als verklaring gebruikt worden voor het verschil tussen de mannen uit EGlanden en de mannen uit de niet EG-landen en eventueel ook voor het verschil tussen de mannen en de vrouwen uit EG-landen. De nog steeds sterke positie op de arbeidsmarkt van mannen uit andere EG-landen maakt ook het bestaan van statistische discriminatie door kredietverleners en dergelijke tegen die groep onwaarschijnlijk. Dat kan niet gezegd worden voor de vrouwen uit EG landen en de mannen uit niet EG-landen. Het hoog aantal personen met het statuut van zelfstandige onder de vrouwen uit niet EG landen, de zwakste groep wat betreft arbeidsmarktpositie (zie hoofdstuk 1 en hoofdstuk 5), blijft onverklaard door dit model305. Wij besluiten dat niet EG-vreemdelingen, in tegenstelling tot EG-vreemdelingen, niet in staat blijken wettelijke discriminatie in het statuut van ambtenaar te omzeilen door te werken als bediende in de privésector. Voor mannen uit niet EG-landen biedt ook het statuut van zelfstandige geen alternatief, wat mogelijk ook te maken heeft met discriminatie. Het enige 304 305

In de vorm van strengere kredietrantsoenering of hogere intrestvoeten.

Een verklaring is het gebruik van het statuut van zelfstandige om fiscale redenen. Zelfstandigen betalen lagere sociale bijdragen dan werknemers. Dat maakt het interessant om werknemers aan te werven onder het statuut van zelfstandigen. Omdat dit statuut weinig voordelig is (geen recht op werkloosheidsuitkering, beloning per uur of prestatie, geen verlofregelingen of vakantiegeld, lager pensioen, e.d…) gaan enkel groepen met erg

Hoofdstuk 3 : Statistische discriminatie op de jobmarkt

218

jobmarktsegment dat voldoende open blijft staan voor deze groep is dat voor arbeiders.

6 Besluit van hoofdstuk 3 Als werkgevers statistische discriminatie toepassen bij de aanwerving baseren zij hun beslissing niet alleen op individuele variabelen zoals het behaalde diploma of de ervaring, maar ook op de nationale groep van een kandidaat. Dat omwille van een correlatie van die variabele met de productiviteit van werknemers op een jobmarktsegment. In navolging van Phelps (1972) en Aigner en Cain (1977) is in ons basismodel van statistische discriminatie de verwachte productiviteit van een werkzoekende een gewogen gemiddelde van het gemiddelde aantal effectieve arbeidseenheden in de nationale groep (µj) waartoe hij behoort en een synthetische score (yij) van door de werkgever geobserveerde individuele kenmerken. Het groepsgemiddelde weegt zwaarder door naarmate de individuele informatie minder precies is en de groep (wat betreft verdeling van effectieve arbeidseenheden ) meer homogeen is. Dit resultaat, reeds geformuleerd door Aigner en Cain (1977), kan veralgemeend worden naar de situatie waarin werkgevers enkel beschikken over een imperfecte schatter (µ*j) van de gemiddelde effectieve arbeidseeheden in een groep. Het algemene model van statistische discriminatie past daardoor binnen de ruimere groep modellen van discriminatie op basis van stereotype beelden. De voorwaarde van statistische discriminatie impliceert dat de verschillen in µ*j’s gebaseerd zijn op reële verschillen in µj’s. Voorbeelden hiervan zijn de gemiddelde mondelinge en schriftelijke taalvaardigheid, het gemiddelde opleidingsniveau en de gemiddelde kwaliteit van de scholing306. Ook communicatieproblemen als gevolg van culturele verschillen en racisme door andere werknemers of klanten kunnen echter een oorzaak zijn van lagere µj’s.

lage kansen op werk akkoord met deze oplossing. 306

Dit houdt verband met de stelling dat de kwaliteit van het onderwijs lager is in concentratiescholen.

Hoofdstuk 3 : Statistische discriminatie op de jobmarkt

219

Dat de stereotype beelden gebaseerd zijn op de werkelijkheid impliceert geenszins dat de gevolgen van de discriminatie minder erg zouden zijn307. Zo leidt een lagere µj tot een lagere verwachte productiviteit, gegeven het werkelijke aantal effectieve arbeidseenheden (q). Individuen van statistisch gediscrimineerde groepen kunnen de discriminatie persoonlijk ervaren omdat zij bij dezelfde objectieve kenmerken (diploma, leeftijd, ervaring,…) een verschillende behandeling krijgen bij beloning of aanwerving. De DWTC-studie “etnische discriminatie bij aanwerving” (1997) toonde het bestaan in België van zo’n verschil in behandeling ten nadele van leden van de Marokkaanse nationale groep aan. De toespitsing van het theoretisch onderzoek naar de effecten van statistische discriminatie bij aanwerving leverde nog resultaten op. Als een aanwervingsprocedure uit meerdere ronden bestaat, is het waarschijnlijk dat de groepskenmerken (in vergelijking tot de individuele kenmerken) een grotere rol spelen in de eerste ronde (de contactname) dan in de latere ronden. Dit omdat de precisie van de individuele informatie over een kandidaat toeneemt naarmate de selectieprocedure verder gevorderd is. Een werkgever die met een te groot aantal kandidaten geconfronteerd wordt voert immers een selectie in meerdere ronden uit juist om de kosten van het verwerven van precieze informatie (door interviews, toetsen, e.d.) te drukken. Omdat zij minder vaak door de eerste ronde van een selectieprocedure raken, worden werkzoekenden uit groepen met lage µj*’s globaal genomen minder op hun individuele kenmerken beoordeeld dan werkzoekenden uit andere groepen. Dit is een zeer belangrijk resultaat omdat het impliceert dat lage gemiddelde prestaties van een groep tot een geringere beloning van (niet onmiddellijk zichtbare) individuele kenmerken van menselijk kapitaal leiden. Het behaalde diploma is wellicht duidelijk van bij het eerste contact, zodat deze relatie hierop geen betrekking heeft. Het behaalde percentage, de precies gevolgde richting, de school, de motivatie van de kandidaat, zijn ervaring en talenkennis zijn echter factoren waarover de werkgever in een eerste telefonisch contact of bij een vluchtige blik op een

307

Het impliceert wél dat de samenleving zich niet zo gemakkelijk kan ontdoen van deze vorm van discriminatie. In tegenstelling tot discriminatie gebaseerd op preferenties of discriminatie op basis van foutieve beelden kan de statistische discriminatie onmogelijk voorgesteld worden als een praktijk die op lange termijn verdwijnt als gevolg van competitie of betere informatie over de werkelijke productiviteitsverschillen. (zie de bespreking in hoofstuk 1).

Hoofdstuk 3 : Statistische discriminatie op de jobmarkt

220

sollicitatiebrief nog geen of onvoldoende informatie heeft. In de plaats van kosten te maken om al die informatie over alle kandidaten te verwerven hanteren werkgevers de nationale groep, waarover een indicatie bestaat zodra de kandidaat zijn naam geeft, als eenvoudig (pré)selectiemechanisme308. Ook een expliciete combinatie van het model van statistische discriminatie met het sequentiële zoekmodel ontwikkeld in hoofdstuk 2 levert interessante resultaten. In vergelijking met de werkelijke verdeling van de productiviteit leidt statistische discriminatie tot een ondervertegenwoordiging bij de aanwerving van nationale groepen waarvan de kandidaten gemiddeld genomen niet voldoen aan de in een baan gestelde eisen. Een exacte vergelijking maken van de situatie zonder en met statistische discriminatie binnen de context van het jobmarktmodel is echter een complexe oefening omdat statistische discriminatie de verdeling van de verwachte effectieve arbeidseenheden beïnvloedt. Statistische discriminatie leidt tot een hogere zoekwaarde voor werkgevers met de hoogste lonen, wat hen kan aanzetten om meer vacatures te openen. Voor werkgevers met de laagste lonen is het effect niet zeker omdat de werklozen uit niet gediscrimineerde groepen hun reservatielonen kunnen verhogen. Statistische discriminatie gaat in elk geval ten koste van de uitstroomkansen van de groepen met lage µj*’s. Die lopen ook een grotere kans (ook gegeven hun werkelijke productiviteit) om geen reële uitstroomkansen te hebben309. Dat is zo als de reservatieniveaus van de werkgevers met het laagste loon hoger zijn dan de µj*’s. Leden van gediscrimineerde groepen komen minder terecht in de banen met opleidingskosten wegens de hogere reservatieniveaus van e die daar gehanteerd worden. Dat leidt tot de voorspelling dat gediscrimineerde groepen vaker terechtkomen in kortlopende en /of onstabiele contracten. Banen met opleidingskosten zijn van langere duur en stabieler om de initiële kosten over een langere periode te kunnen spreiden. Daarom achten wij het waarschijnlijk dat er een positieve correlatie bestaat tussen de duur en stabiliteit van het

308

Die preselectie kan gebaseerd zijn op de vaststelling dat allochtone kandidaten meestal toch sneuvelen in de latere rondes. Zelfs in dat geval verlaagt de toepassing van statische discriminatie echter de kansen van allochtonen.

309

Dit zowel in de situatie waarbij een wettelijk minimumloon als in die waarbij de werkloosheidsuitkering de bodem van de (netto)lonen vormt.

Hoofdstuk 3 : Statistische discriminatie op de jobmarkt

221

contract en het door de werkgever gehanteerde reservatieniveau. Een tweede voorspelling is dat zij minder voordeel putten uit vroeger werk, omdat het vaker banen betreft zonder leermogelijkheden. Wij behandelden ook de implicaties van segmentering op de jobmarkt. De segmentering waarvan uitgegaan werd is er één waarbij alle werkzoekenden (op hetzelfde moment) werk zoeken op één segment van de jobmarkt. Dit wordt verantwoord door het belang van eisen inzake werkervaring en de oriëntatie gegeven door de gekozen richting in het onderwijs en het behaalde diploma. Op een gesegmenteerde jobmarkt verschillen de oorzaken én de hevigheid van de statistische discriminatie tussen jobmarktsegmenten. Voor gespecialiseerde functies, waar een specifieke ervaring en /of diploma een noodzakelijke vereiste is, is statistische discriminatie minder waarschijnlijk. Dat komt omdat op dergelijke jobmarkten het aantal kandidaten typisch kleiner is, wat een meer zorgvuldige beoordeling van alle kandidaten mogelijk maakt én omdat op dergelijke jobmarkten het diploma (en de behaalde graden e.d.) als (meer betrouwbaar) preselectiecriterium gebruikt kan worden. Een tweede groep van jobmarkten waar statistische discriminatie minder waarschijnlijk is, is die waar enkel eenvoudige handenarbeid moet verricht worden en taalkennis geen of slechts een kleine rol speelt. Dat komt omdat hier de grond ontbreekt voor statistische discriminatie. Men kan van personen uit vreemde nationale groepen wel verwachten dat zij gemiddeld minder vlot Nederlands of Frans kunnen lezen en schrijven, maar niet dat zij minder in staat zouden zijn fysieke inspanningen te leveren of minder efficiënt zouden zijn aan de lopende band310. Statistische discriminatie is het meest waarschijnlijk in banen waar een diploma gunstig maar niet strikt noodzakelijk is en in banen waar taalkennis belangrijk is. Het gaat hier niet om gespecialiseerde banen voor hoger geschoolden, maar om banen gericht naar de brede groep van middelmatig geschoolden met een diploma van het lager en het hoger secundair

310

Een gelijkaardige redenering moet ook Arrow (1973) ertoe aangezet hebben een onderscheid te maken tussen banen voor “skilled” en “unskilled” workers. De banen voor “skilled” workers zijn bij Arrow complexe banen die het bezit van heel wat aspecten van (niet geobserveerd) menselijk kapitaal vereisen. De banen voor “unskilled” workers vereisen niet zulke vaardigheden en geven bij Arrow ook geen aanleiding tot statistische discriminatie.

Hoofdstuk 3 : Statistische discriminatie op de jobmarkt

222

onderwijs, waarvoor een groot aantal kandidaten per vacature waarschijnlijk is. Vanwege het belang dat daar gehecht wordt aan taalkennis en de gemiddelde diploma eisen die er gesteld worden kunnen administratieve en commerciële functies naar voor geschoven worden als −omvangrijke− jobmarktsegmenten met een hoge kans op statistische discriminatie. De resultaten van experimenteel onderzoek naar discriminatie in België wijzen alvast op verschillen in de mate van discriminatie tussen sectoren en functies. Zo is de discriminatie heviger in de handel en de horeca dan in de industrie en heviger in functies waarin contact met klanten vereist is dan voor handenarbeid. Van den Broeck (1999) vond evidentie voor een minder sterke discriminatie naarmate het diploma toeneemt. Onze voorspelling is dat allochtonen met een diploma voor het hoger onderwijs daar gemiddeld meer voordeel uit halen dan de Belgen (inzake uitstroomkansen of tewerkstellingsduur) omdat de discriminatie op die jobmarkten kleiner is. De hoge verwachte discriminatie op jobmarkten voor middelmatig geschoolden maakt het daarentegen mogelijk dat een diploma lager of hoger secundair beroeps en technisch minder gunstige effecten heeft op de uitstroomkansen van allochtonen dan Belgen. In het bovenstaande wordt rekening gehouden met de mogelijkheid dat werklozen uit gediscrimineerde nationale groepen hun zoekwaarde proberen te verhogen door jobmarkten waarin zij hevig gediscrimineerd worden te ontwijken. Dergelijk uitwijkgedrag bestaat voor de functie van ambtenaar omdat, zowel aan EG als niet EG-vreemdelingen tot diep in de jaren 90, de toegang tot een baan als ambtenaar wettelijk beperkt werd in diverse Belgische administraties. Vreemdelingen uit andere EG-landen zijn daardoor oververtegenwoordigd in een statuut van bediende (in de privésector). Voor deze groep biedt dat een oplossing omdat zij zowel door een individueel hoger diploma als door het betere stereotype beeld over hun groep weinig statistische discriminatie ondervinden in de privésector. Vreemdelingen uit niet EG-landen kunnen zich echter, met een uitzondering voor hen die over een diploma hoger onderwijs beschikken en/of uit rijke landen komen, minder wapenen tegen wettelijke discriminatie in de publieke sector, omdat zij ook het slachtoffer zijn van statistische en andere vormen van discriminatie in de privésector.

224

Deel II Schattingen van de werkloosheidsduur en de tewerkstellingsduur na werkloosheid

___________________________________________________________________________ Nummer 134

2000

Hoofdstuk 4 : Gegevens en gehanteerde schattingsmethoden

225

Hoofdstuk 4 Gegevens en gehanteerde schattingsmethoden

In dit en het volgende hoofdstuk wordt, gebruik makend van maandelijkse gegevens van de RVA311 over de periode 1989-1993, de uitstroomkans uit de werkloosheid geschat voor werklozen in het Vlaams Gewest. Er gebeuren ook schattingen van de herinstroomkans in de werkloosheid van werklozen uitgestroomd gedurende dezelfde periode. Zoals dat in de literatuur rond overlevingskansen in de werkloosheid gebruikelijk is, wordt rekening gehouden met het effect van de reeds doorstane werkloosheidsduur op de uitstroomkansen, of dat van de duur van de afwezigheid uit de werkloosheid op de herinstroomkansen. Bij de schatting wordt gebruik gemaakt van de niet-parametrische Product-limiet (of KaplanMeier) schattingsmethode en van een parametrische schattingsmethode waarvan de hier afgeleide likelihood expliciet rekening houdt met niet geobserveerde heterogeniteit. Bij de nietparametrische schatting wordt de uitstroomkans en haar relatie tot de werkloosheidsduur voor een homogeen geachte groep van werklozen geschat. De schatting gebeurt zonder verklarende variabelen. Bij parametrische schatting kan gewerkt worden met verklarende variabelen, maar worden restricties opgelegd aan de vorm van de overlevingsfunctie in de werkloosheid. Dit hoofdstuk is methodologisch en is een voorbereiding op de schattingsresultaten met verschillende nationaliteiten in hoofdstuk 5. In afdeling 1 wordt aangevat met een beschrijving van het gebruikte RVA-bestand. Als men dit bestand wil gebruiken voor het berekenen van de werkloosheidsduur en ook voor het berekenen van de daar eventueel op volgende tewerkstellingsduur rijzen evenwel een aantal problemen. Die problemen en hun oplossingen worden besproken in afdeling 2. In afdeling 3 wordt de gehanteerde niet-parametrische 311

Onze dank gaat uit naar prof. dr. Frans Spinnewyn die ons toeliet deze gegevens, aanwezig op het C.E.S, te gebruiken en ook naar de directie statistiek, studies en informatica van de RVA die ons de noodzakelijke informatie voor de interpretatie van de gegevens en variabelen gaf.

Hoofdstuk 4 : Gegevens en gehanteerde schattingsmethoden

226

schattingstechniek besproken; in afdeling 4 de methode gehanteerd voor parametrische schattingen. De resultaten van beide methodes worden vergeleken in afdeling 5.

1 Beschrijving van het RVA-bestand

1.1

Aard van bestanden en bronnen

De gegevens zijn afkomstig van de Rijksdienst voor Arbeidsvoorzieningen (RVA). Dit is een Federale dienst die bevoegd is voor het uitkeren van werkloosheidsvergoedingen. De RVA krijgt haar gegevens zelf doorgespeeld van de gewestelijke diensten voor arbeidsbemiddeling, met name de V.D.A.B (Vlaamse Dienst voor Arbeidsbemiddeling), de F.O.R.E.M. (Waals gewest) en de B.G.D.A (Brussels hoofdstedelijk gewest). De drie regionale diensten van arbeidsbemiddeling en de RVA beschikken over bestanden waarin dagelijks de toestand van elke werkloze wordt bijgehouden. Een belangrijke bron van informatie is de verplichte gemeentelijke werklozencontrole op de 3de en de 26ste van elke maand. De 30ste of de 31ste van elke maand wordt door de statistische afdelingen van deze diensten een "foto" genomen van de toestand van elke werkloze en werkzoekende die zich op dat moment in het bestand bevindt. Deze maandelijkse stockopnames gaan terug tot januari 87312. De gegevens zijn geen steekproef uit een grotere populatie, het gaat rechtstreeks over de hele populatie van werklozen en werkzoekenden in België. Daardoor zijn er ook voldoende individuen van vreemde nationaliteit om binnen één (vreemde) nationaliteit verdere opdelingen te maken en om vergelijkende analyses voor verschillende nationaliteiten uit te voeren.

312

Voor die datum werd slechts één keer per jaar (op 3 juni) een doorsnede van het bestand gemaakt. Voor deze berekeningen werden enkel de maandelijkse gegevens van 31 januari '89 tot 31 december 93 gebruikt.

Hoofdstuk 4 : Gegevens en gehanteerde schattingsmethoden

1.2

227

Fysieke vorm en omvang bestanden

De bestanden door de RVA geleverd op magneetbanden werden omgezet in SAS-bestanden313. Per maand werd een afzonderlijk bestand gecreëerd. Zo bevat het bestand van 31 december 1993 988365 individuele records, elk met informatie over 17 variabelen. Door de grote omvang van elk bestand is deze vorm van opslag het meest aangewezen. De SAS-procedures zijn ook handig bij de bewerkingen van de data nodig om een longitudinale analyse uit te voeren. De nietparametrische schattingen werden rechtstreeks in SAS uitgevoerd.

1.3

Variabelen in een maandelijks bestand

De maandelijkse RVA-bestanden bevatten 17 variabelen. Het gaat vooreerst om een aantal identificerende variabelen: het tewerkstellingsnummer (TWNR), het geslacht, het geboortejaar, de geboortemaand en de nationaliteit van de werkloze en /of werkzoekende. Het tewerkstellingsnummer is in principe uniek voor elke persoon en laat toe de levensloop van een individu in de werkloosheid (of als werkzoekende) te volgen. Als een individu de statistieken van de RVA verlaat, omdat hij werk gevonden heeft of om een andere reden en nadien terug in de statistieken komt, krijgt hij opnieuw hetzelfde TWNR. Daardoor kan voor uitgestroomde werklozen de duur van de afwezigheid uit de werkloosheid berekend worden. Die kan gezien worden als een benadering van de duur van de tewerkstelling na werkloosheid. Essentieel voor de hierna volgende analyse is ook de variabele die de gedane studies weergeeft. De variabele gedane studies of de (hoogste) studierichting van een persoon geeft zowel informatie over het behaalde niveau van onderwijs (lager, lager secundair, hoger secundair of hoger) als het gevolgde onderwijstype (algemeen vormend, technisch of beroepsonderwijs). Omdat in het buitenland behaalde diploma's meestal314 genoteerd worden als "diploma onbekend", laat deze variabele ook toe een onderscheid te maken tussen immigranten en personen 313

Door Yves Saks (werkgroep econometrie, januari 95)

314

Mogelijk werd in sommige gevallen wel lager onderwijs genoteerd voor immigranten die geen hogere studies

Hoofdstuk 4 : Gegevens en gehanteerde schattingsmethoden

228

met een buitenlandse nationaliteit die in België onderwijs gevolgd hebben. Voor de groep immigranten bestaat geen verdere informatie over de buiten België gevolgde opleiding. Op basis van het RVA-plaatsingsbureau werd een opdeling naar gewest en provincie gemaakt. Er is een groot verschil tussen de uitstroomkansen uit de werkloosheid in het Vlaamse, het Brusselse en het Waalse gewest. Een vergelijking tussen verschillende nationaliteiten, die geografisch niet op symmetrische wijze verspreid zijn in België, is bijgevolg enkel zinvol als men binnen hetzelfde gewest blijft. De variabele gemeente laat uiteraard nog een meer precieze correctie toe voor de lokale arbeidsmarktomstandigheden. Die kan nuttig zijn bij parametrische schattingen van de werkloosheidsduur. Bij niet-parametrische schattingen wordt een overlevingsfunctie geschat per "homogeen" geachte groep van werkzoekende werklozen. Deze groepen worden te klein als er per gewest, studierichting, leeftijdsgroep, geslacht en nationaliteit ook nog een onderscheid gemaakt moet worden tussen gemeenten of provincies. Een volgende variabele beschrijft nauwkeurig de categorie (CAT) waarin een werkloze zich op een bepaald moment bevindt. Er wordt door de RVA een onderscheid gemaakt tussen wel 55 verschillende categorieën, waarvan de bekendste die van uitkeringsgerechtigde volledig werkloze is315. In tabel 4.1 wordt een overzicht gegeven van de verdeling van mannen en vrouwen over 9 groepen van categorieën in het RVA-bestand van 31 december '93. Er wordt een onderscheid gemaakt tussen 3 grote groepen categorieën: (1) een groep van werklozen; (2) een groep van voltijds werkenden; en (3) een groep van deeltijds werkenden. De groep van werklozen bevat alle in België geregistreerde werklozen. De groepen van werkenden bevatten slechts een deel van de totale beroepsbevolking. Namelijk dat deel dat werkzoekend is, of tewerkgesteld is in een speciaal tewerkstellingsprogramma voor werklozen. Uit tabel 4.1 blijkt dat niet alle werklozen in het bestand werkzoekend zijn. Zo'n 12,5 % van de

volgden in het buitenland. 315

Het V.D.A.B- bestand bevat naast de categorieën in de tabel nog twee "afschrijvingscategorieën". Op het moment dat een persoon al uit het RVA-bestand verdwenen is houdt de V.D.A.B bepaalde groepen nog gedurende één maand in het bestand onder CAT '77' of '79'. De eerste CAT='77' zegt dat iemand uit het bestand verdwijnt omdat hij zijn militaire dienstplicht gaat vervullen. De tweede CAT='79' zegt dat deze werkloze niet is komen opdagen bij de stempelcontrole maar dat de VDAB de reden daarvoor nog niet kent. Het kan zijn dat de betrokkene werk gevonden heeft, maar ook dat hij later kan aantonen dat hij gedurende een bepaalde periode ziek geweest is, waarna de oorspronkelijke toestand (categorie) terug hersteld wordt.

Hoofdstuk 4 : Gegevens en gehanteerde schattingsmethoden

229

mannen en 7,3% van de vrouwen is werkloos, maar niet werkzoekend. Deze groep bestaat bij de mannen voor 99,3% uit oudere werklozen316 die een permanente schrapping op de lijst van werkzoekenden verkregen hebben en voor 0.7% uit niet-werkzoekenden wegens sociale of familiale redenen317. Bij de vrouwen zijn die percentages respectievelijk 58% en 42%. Daardoor zijn er ook een groot aantal vrouwen van jonger dan 50 jaar die niet-werkzoekend zijn. 3% van de mannen en 2% van de vrouwen volgt een beroeps- of professionele opleiding318. Deze groep is tijdelijk niet beschikbaar voor de arbeidsmarkt, maar geniet mogelijk een grotere uitstroomkans eens de opleiding voleindigd is. De groepen van niet-werkzoekende werklozen en werklozen in opleiding werden uitgesloten bij de schattingen van de werkloosheidsduur. De groep van werkzoekende werklozen omvat 12 verschillende categorieën van werklozen. De belangrijkste daarvan zijn die van de "uitkeringsgerechtigde volledig werklozen" en die van de "jonge werkzoekenden ingeschreven in hun wachttijd". De eerstgenoemde categorie bevat 76,3 % van de mannelijke en 81,7 % van de vrouwelijke werkzoekende werklozen, de tweede respectievelijk 10,2 en 8 %. Het is duidelijk dat een werkzoekende werkloze die deze categorie verlaat, kan terechtkomen in verschillende mogelijke toestanden zonder noodzakelijk het RVA-bestand te verlaten en ook zonder werk gevonden te hebben.

Tabel 4.1: Categorieën in het RVA-bestand van 31 december 1993 categorie

Mannen

vrouwen

Aantal

percent

Aantal

Percent

261238

65.1

330266

56.2

1 werklozen Werkzoekende werklozen

316

De voorwaarde was ouder dan 55 zijn en minstens 624 dagen werkloosheidsuitkering genoten hebben als volledige werkloze. Als zij een blijvende arbeidsongeschiktheid (een ongeschiktheid van 1% volstaat) konden aantonen konden ook alle plus 50 jarigen van deze maatregel genieten. Recent is ook die restrictie weggevallen.

317

De werkloze moet deze toestand, waarvan de termijn beperkt is, zelf aanvragen. Tijdens deze periode krijgt hij slechts een kleine fractie van zijn normale werkloosheidsuitkering.

318

Een werkloosheidsuitkering mag slechts gecombineerd worden met zeer een beperkt aantal studierichtingen (waaronder zeevaartschool en verpleger). Dit vormt wellicht een verklaring voor het lage percentage werklozen dat zich in deze categorie bevindt.

Hoofdstuk 4 : Gegevens en gehanteerde schattingsmethoden

230

Niet werkzoekende werklozen

50008

12.5

42590

7.3

Werkl. in beroeps- of professionele opleiding

12131

3.0

11497

2

Werkenden in absorptieprogramma

42051

10.5

40461

6.9

Vrij ingeschreven werkende werkzoekenden

8059

2.0

8488

1.4

Voltijds werkenden in beschutte werkplaats

997

0.2

367

0.1

Absorptieprogramma

1963

0.5

19173

3.3

Deeltijds werkende werkzoekenden

24611

6.1

134455

22.9

8

0.0

2

0.0

2 voltijds werkenden

3 deeltijds werkenden

Deeltijds werkenden in beschutte werkplaats BRON: Eigen berekeningen op basis van RVA-data

De rijkdom van het RVA-bestand wordt pas ten volle benut als men het gebruikt om vertrekkend van individuen die werkzoekend werkloos zijn een meerbestemmingsmodel te schatten319. Zo blijkt al uit tabel 4.1 dat werkende vrouwen in het RVA-bestand in veel grotere mate terug te vinden zijn in het statuut van deeltijds werkende dan mannen. Een probleem dat hier opduikt is dat zodra er een onderscheid moet gemaakt worden tussen verschillende nationaliteiten, de groepen voor bepaalde bestemmingen (zoals werklozen in professionele opleiding) erg klein worden. Om die reden beperken wij ons tot het schatten van de uitstroomkans (of intensiteit) uit de toestand van werkzoekende werkloosheid. Deze uitstroomkans vormt een bovengrens voor de kans waarmee werkzoekende werklozen werk vinden. Ook als men gebruik zou maken van alle beschikbare gegevens uit het RVA-bestand320 kan enkel een bovengrens van intensiteit waarmee werk gevonden wordt bepaald worden. In het bestand dat tot onze beschikking is, is het immers niet mogelijk om een onderscheid te maken

319

Zo kan men bijvoorbeeld een onderscheid maken tussen mensen die voltijds en mensen die deeltijds werk vinden, of tussen mensen die tewerkgesteld worden in een speciaal door de overheid ondersteund tewerkstellingsprogramma of in een privé bedrijf (en dan hoogst waarschijnlijk het bestand verlaten).

320

En dus een onderscheid maken tussen de bestemmingen: werk vinden, een professionele opleiding beginnen en stoppen met werkzoekend te zijn.

Hoofdstuk 4 : Gegevens en gehanteerde schattingsmethoden

231

tussen mensen die het bestand verlaten wegens het aanvaarden van een job of om een andere reden zoals het vervullen van legerdienst, overlijden of emigratie. Zelfs een ziekteperiode waarvan de RVA niet tijdig op de hoogte is, kan aanleiding geven tot het verdwijnen uit het bestand voor een korte periode. In sectie 2.1 wordt verder ingegaan op dit probleem. De volgende variabelen worden enkel gebruikt in de parametrische schattingen. Het gaat ten eerste om de provincie en de burgerlijke stand. Deze variabelen kunnen in de loop van een werkloosheidsinterval variëren. Waar er een verandering plaats gevonden heeft primeert de laatste toestand op de vorige. Verder bevat een maandelijks RVA-bestand ook informatie over de sector van vorige tewerkstelling en het beginjaar en de beginmaand van het lopende werkloosheidsinterval. Deze variabele laten toe rekening te houden met vraag- en conjunctuurgebonden verschillen bij de parametrische schattingen.

2 Problemen bij het berekenen van werkloosheid en tewerkstellingsduur met de RVA-bestanden Voor het uitvoeren van de schattingen wordt gebruik gemaakt van een bestand geconstrueerd op basis van de 60 maandelijkse bestanden van januari '89 tot december '93321. In dat bestand werden de begin- en eindmaand van de intervallen tijdens dewelke een individu werkzoekend werkloos was bijgehouden. De problemen die ontstaan bij het berekenen van de werkloosheidsduur worden hier voorgesteld gegroepeerd volgens de gevonden oplossing. Eerst worden de problemen waarvoor enkel de administratie van de RVA of de arbeidsbemiddelingsdiensten zelf een volledig bevredigende oplossing kunnen leveren, besproken. Er wordt telkens aangegeven hoe het probleem in de praktijk aangepakt werd bij de schatting. Daarna 321

Er werd een dergelijk bestand aangemaakt voor alle vreemde vrouwen in België geboren na 1 januari '59, voor alle vreemde mannen in België geboren na 1 januari '59 en voor een toevalssteekproef van de Belgische mannen en vrouwen geboren na 1 januari '59. De gebruikte SAS programma's zijn te verkrijgen bij de auteur.

Hoofdstuk 4 : Gegevens en gehanteerde schattingsmethoden

232

wordt ingegaan op de meer algemene problemen van linkse censurering en het bestaan van meerdere werkloosheidsintervallen per individu. In sectie 2.3 worden een aantal registratieproblemen gegroepeerd die, bij een parametrische schatting, kunnen aangepakt worden door een herformuleren van de likelihoodfunctie.

2.1

Tekortkomingen in de registratie van in- en uitstroommoment en bestemming na werkloosheid

In deze sectie wordt ingegaan op het probleem van de onzekerheid over de bestemming van iemand die de werkzoekende werkloosheid verlaat (sectie 2.1.1), op het probleem van de gebrekkige registratie bij werkzoekenden in wachttijd (sectie 2.1.2) en op dat van het bestaan van niet-unieke tewerkstellingsnummers (sectie 2.1.3).

2.1.1

Onzekerheid over de bestemming van de uitgestroomde werkloze

Een aantal van de werklozen die werk vinden (zoals onvrijwillig deeltijds werkenden of mensen tewerkgesteld in opslorpingsprogramma's) blijft aanwezig in de RVA-bestanden, zodat het einde van hun werkloosheidsinterval en het begin van hun periode van tewerkstelling ondubbelzinnig kan worden vastgesteld. De informatie die hierdoor vrij komt over de bestemming na werkzoekende werkloosheid wordt, afzonderlijk voor mannen en vrouwen, weergegeven in tabel 4.2 en 4.3. Tabel 4.2 toont de bestemming van de mannen werkloos geworden voor hun 25ste die de categorie van werkzoekende werkloosheid verlaten hebben. Er wordt een onderscheid gemaakt tussen de Belgen en 6 andere nationaliteiten. Tijdens de periode 1989-1993 begonnen 77520 mannen aan een interval van werkzoekende werkloosheid niet in wachttijd322. 73128 mannen verlieten deze toestand (voor de eerste keer) voor januari 1994. De hier gegeven cijfers zijn stromen en mogen niet verward worden met de stocks van de vorige tabel.

Hoofdstuk 4 : Gegevens en gehanteerde schattingsmethoden

233

De tabel laat verschillen zien in de bestemmingen tussen nationaliteiten. Zo verlaat een vrij hoog percentage van de Turkse (11.3%) en Italiaanse (9.6%) mannen de werkzoekende werkloosheid voor het volgen van een beroeps of professionele opleiding als werkloze. Bij de Belgische mannen (6.4%) en de andere nationaliteiten is dat lager. Het percentage dat terechtkomt in de overige categorieën is vergelijkbaar tussen verschillende nationaliteiten. Het percentage dat zonder meer uit de RVA-bestanden verdwijnt, schommelt tussen 82.1 % (Turken) en 91.3 % (Fransen). Een werkloze verdwijnt uit het RVA-bestand als hij niet komt opdagen bij de 14-daagse stempelcontrole en de RVA de reden daarvoor niet kent323.

Tabel 4.2: Bestemming uitgestroomde werkzoekend werkloze mannen in 1989-1993 Resultaten voor mannen in het Vlaams Gewest, niet in wachttijd, jonger dan 25 (bij instroom) Bestemming na werkzoekende werkloos-

Belgen

Fran-

Itali-

Maro-

Neder-

Span-

Tur-

sen

anen

kanen

landers

jaarden

ken

%

%

%

%

%

%

%

84.1

91.3

83.9

87.0

88.7

86.7

82.1

Niet werkzoekende werklozen

0.0

0.0

0.2

0.0

0.2

0

0.0

Werkl. in beroeps- of prof. opleiding

6.4

3.8

9.6

6.4

4.6

6.8

11.3

Absorptieprogramma

2.9

1.1

1.1

1.9

0.6

1.7

1.1

Vrij ingeschreven werkende werkz.

1.5

0.7

0.7

0.9

1.7

0

1.2

0.4

0.0

0.2

0.2

0.2

0

0.1

heid

Verlaten RVA-bestand (≥ 2 maand) 1 tijdelijk niet werkzoekende werklozen

2 voltijds werkenden

3 deeltijds werkenden Absorptieprogramma

322 323

Werkloosheidsintervallen die al voor deze periode aangevat waren, zijn niet meegerekend.

De regionale arbeidsbemiddelingsdiensten VDAB (Vlaams Gewest), FOREM (Waals Gewest) en de B.G.D.A (Brussels hoofdstedelijk Gewest) houden werklozen die niet zijn komen opdagen bij stempelcontrole voor een reden die nog niet bekend is nog één maand bij onder de categorie "gewone afschrijvingen". Deze personen verdwijnen echter wel onmiddellijk uit het RVA-bestand.

Hoofdstuk 4 : Gegevens en gehanteerde schattingsmethoden Deeltijds werkende werkzoekenden

234

4.7

3.1

4.2

3.6

4.1

4.8

4.1

100

100

100

100

100

100

100

Aantal uitgestroomd voor 1/1/94:

66746

448

858

1911

656

294

2215

Op totaal ingestroomd tijdens 89-93:

70471

496

901

2100

738

315

2499

TOTAAL

BRON: Eigen berekeningen op basis van RVA-data

Een werkloze kan tijdelijk niet komen opdagen op de stempelcontrole wegens vakantie of ziekte. De werkloze is verplicht en heeft er belang bij (anders verliest hij zijn uitkering voor die periode) de reden van zijn afwezigheid te melden. De melding en verantwoording van een dergelijke afwezigheid kan echter vertraging oplopen, waardoor een werkloze tijdelijk uit het RVA-bestand verdwijnt. Om te vermijden dat werklozen die één of tweemaal niet zijn gaan stempelen maar geen werk gevonden hebben, onterecht als tewerkgesteld beschouwd worden, werd bij de schattingen en ook in de bovenstaande tabellen, de volgende regel gehanteerd:

Werklozen die uit het bestand verdwijnen en de maand daarna niet opnieuw werkzoekend werkloos zijn, worden aanzien als uitgestroomd. Van werklozen die voor één maandelijkse momentopname uit het bestand verdwijnen en de maand nadien opnieuw werkzoekend werkloos zijn wordt verondersteld dat zij hun werkloosheidsinterval niet onderbroken hebben.

Een gevolg van deze regel is dat sommige werklozen die voor een korte periode zijn gaan werken niet beschouwd worden als uitgestroomd uit de werkloosheid. De betreffende tewerkstellingsperiode was dan wel zeker kleiner dan 2 maand. De hierna geschatte uitstroomkansen (en overlevingskansen in de werkloosheid) moeten, zoals eerder gesteld, gezien worden als een bovengrens voor de kans om werk te vinden. De cruciale vraag is of een verschil in bovengrens voor de kans om uit te stromen tussen nationaliteiten voortvloeit uit een verschil in dezelfde zin in de onderliggende kans om werk te vinden. Het is weinig waarschijnlijk dat er een beduidend verschil is tussen nationaliteiten wat betreft de kans om te overlijden. De mate waarin werkzoekende werklozen van verschillende nationaliteiten reageren op blijvende werkloosheid door te (r)emigreren kan echter verschillend zijn324.

324

En met name afhankelijk van de tewerkstellingsmogelijkheden in eigen land.

Hoofdstuk 4 : Gegevens en gehanteerde schattingsmethoden

235

Er bestaat ook het probleem van de dienstplicht. Jonge Belgische mannen konden in de periode '89-93 uit de werkloosheid verdwijnen wegens het vervullen van hun dienstplicht. Uit afzonderlijke schattingen uitgevoerd met VDAB-gegevens325 bleek dat van de Belgische mannen jonger dan 26 jaar die uitstroomden uit de werkloosheid tussen 31/6/91 en 31/8/91, 3.3% uit het lager secundair beroeps tot 7,1 % bij de universitairen uitstroomde wegens het vervullen van de militaire dienstplicht. Volgens de VDAB-statistieken326 stroomden vreemdelingen nooit uit om die reden. Daarom heeft de dienstplicht echter nog geen globaal positief effect gehad op de uitstroomkans van Belgische mannen. Werkgevers vereisten vaak dat kandidaten hun dienstplicht vervuld hadden. Het begin van een werkloosheidsperiode of de wachttijd na het beëindigen van de studies was een geschikt moment om aan de legerdienst te beginnen. Dienstplichtigen hadden echter niet volledig zelf in handen wanneer zij onder de wapens geroepen werden. De dag van indiensttreding kon maanden tot jaren later dan de door de dienstplichtige geprefereerde datum vallen. Daardoor kan de netto impact van de dienstplicht op de werkloosheidsduur van jonge mannen positief geweest zijn. In tabel 4.3 worden cijfers gegeven over de bestemming bij het uitstromen uit de werkloosheid van de dezelfde groep bij de vrouwen. Tabel 4.3: Bestemming uitgestroomde werkzoekend werkloze vrouwen in 1989-1993 Resultaten voor vrouwen in het Vlaams Gewest, niet in wachttijd, jonger dan 25 (bij instroom) Bestemming na werkzoekende werklo-

Belgen

Fran-

Itali-

Maro-

Neder-

Span-

Tur-

sen

anen

kkanen

landers

jaarden

ken

%

%

%

%

%

%

%

62.6

79.3

67.9

81.4

77.2

69.8

71.8

Niet werkzoekende werklozen

4.9

2.3

8.4

1.7

3.1

6.5

13.7

Werkl. In beroeps- of prof. opleiding

6.3

5.5

7.9

5.3

3.2

6.1

6.9

osheid

Verlaten RVA-bestand (≥ 2 maand) 1 tijdelijk niet werkzoekende werkl.

325 326

De resultaten van die schattingen (november 1994) kunnen verkregen worden bij de auteur.

Een deel van de "remigratie" kan evenwel mogelijk verklaard worden door het vervullen van een militaire dienstplicht in hun nationaliteitsland.

Hoofdstuk 4 : Gegevens en gehanteerde schattingsmethoden

236

2 voltijds werkenden Absorptieprogramma

2.9

0.6

0.4

1.8

0.5

2.0

0.9

Vrij ingeschr. Werkende werkz.

1.0

0.8

0.9

0.6

1.3

1.6

0.1

Absorptieprogramma

1.7

0.2

0.3

0.6

0.4

0.8

0.7

Deeltijds werkende werkzoekenden

20.6

11.2

14.1

8.6

14.1

13.3

5.9

TOTAAL

100

100

100

100

100

100

100

Aantal uitgestroomd voor 1/1/94:

71786

474

680

857

927

248

1427

Op totaal ingestroomd tijdens 89-93:

76124

520

743

935

1009

267

1662

3 deeltijds werkenden

BRON: Eigen berekeningen op basis van RVA-data

Het percentage dat eenvoudig uitstroomt uit het RVA-bestand ligt tussen de 62 en de 81 % en ligt gevoelig lager dan bij mannen. Er stroomde een veel groter % van de vrouwen uit naar een deeltijdse betrekking dan bij de mannen. Meer dan 20 % van de Belgische vrouwen stroomde in de periode 1989-1993 uit naar een deeltijdse betrekking met behoud van het statuut van werkzoekende (waardoor zij binnen het RVA-bestand bleven)327. Bij de andere nationaliteiten is het aandeel van die groep minder hoog, maar het aandeel bij de vrouwen is er altijd beduidend hoger dan bij de mannen. Een ander belangrijk verschil met de mannen is het aandeel van de bestemming van "niet-werkzoekende werklozen". Het gaat hier, gegeven de leeftijd van de bestudeerde groep, uitsluitend om werklozen die een tijdelijke vrijstelling van het statuut van werkzoekende hebben verkregen om "sociale en familiale redenen" en daarbij een flink stuk van hun uitkering verliezen. Terwijl deze groep bij de mannen totaal onbeduidend is, is haar aandeel 4.9 % bij de Belgische vrouwen. Dit stijgt zelfs tot 8.4% bij de Italiaanse en 13.7 % bij de Turkse vrouwen! Het is wellicht geen toeval dat men juist bij de (vermoedelijk) zwakste groepen op de jobmarkt de hoogste percentages observeert van

327

In deze periode gold een maatregel waardoor onvrijwillig deeltijds werkenden de helft van hun uitkering konden blijven behouden. Dit systeem heeft duidelijk meer vrouwen dan mannen aangetrokken.

Hoofdstuk 4 : Gegevens en gehanteerde schattingsmethoden

237

werkzoekenden die zich −zij het tijdelijk− terugtrekken van de jobmarkt328. Deze groep benadert mogelijk de groep van "permanent" werklozen, die op een gegeven moment en zonder extra kwalificaties kansloos zijn op de jobmarkt. Het relatief grote gewicht van de bestemming "deeltijds werkend" en "niet werkzoekende werklozen" bij vrouwen maken het zeker interessant de uitstroomkansen te benaderen met een meerbestemmingsmodel. Toch wordt hier voorlopig enkel de duur in de werkzoekende werkloosheid berekend. De gevonden verschillen tussen groepen in bestemming gaan trouwens meestal in dezelfde richting als de verschillen in de werkloosheidsduur zelf. Een hoger % dat de jobmarkt verlaat zonder het vinden van werk gaat gepaard met een langere werkloosheidsduur.

2.1.2

De gebrekkige registratie van het uitstroommoment tijdens de wachttijd

Pas afgestudeerden en werkzoekenden die nog onvoldoende gewerkt hebben om aanspraak te kunnen maken op een werkloosheidsuitkering329 hebben, na het doorlopen van een wachttijd, recht op een wachtuitkering330. De wachttijd was in de periode '89- '93 ongeveer 6 maand331. Gedurende hun wachttijd geldt voor deze werkzoekende werklozen niet de 14daagse stempelplicht. Een inschrijving als werkzoekende aan het begin van de periode volstaat. Daardoor valt de tweewekelijkse stempelcontrole weg. Werkzoekenden die gedurende deze periode werk vinden, kunnen dat spontaan melden, maar zijn daartoe niet verplicht. De RVA-administratie komt bijgevolg soms pas op het einde van de wachttijd te weten of een werkzoekende in één van de voorbije maanden werk gevonden heeft of niet.

328

Zie Sweeney (1998) voor een uitgebreide studie van het verband tussen werkloosheid, kansen op de arbeidsmarkt en de activiteitsgraad.

329

De basisvoorwaarde om recht te hebben op een werkloosheidsuitkering is sinds juni 95 dat men 312 arbeidsdagen, wat overeenstemt met 1 jaar in voltijds, in loondienst gewerkt heeft in de loop van de 18 maanden voor de aanvraag (RVA, 1995).

330

De wachtuitkeringen bedroegen 11,440 Bef voor samenwonenden zonder gezinslast, 16,640 Bef voor alleenstaanden en 29,432 Bef voor samenwonenden met gezinslast in juni 1995.

331

Voor pas afgestudeerden bedroeg de wachttijd in die periode 150 arbeidsdagen en zaterdagen. Nadien is die periode opgetrokken tot 233 week- en zaterdagen voor aanvragers van een wachtuitkering tussen de 18 en 26 jaar

Hoofdstuk 4 : Gegevens en gehanteerde schattingsmethoden

238

Voor werkzoekende werklozen in wachttijd is een niet-onderbroken werkloosheidsduur die exact overeenstemt met de officiële wachttijd bijgevolg verdacht. Als de geregistreerde duur, benaderd via het aantal telmomenten (zie later), groter of kleiner is dan de wachttijd en het werkloosheidsinterval werd niet onderbroken, dan stemt de geregistreerde duur waarschijnlijk overeen met de werkelijke duur. Een duur die exact overeenstemt met de wachttijd t wijst er enkel op dat de werkelijke werkloosheidsduur kleiner of gelijk aan t is. Het probleem kan aangepakt worden door de groep werkzoekenden in wachttijd uit te sluiten van het onderzoek, maar dit leidt tot een verlies van gegevens en impliceert dat men niet de uitstroomkansen uit de werkloosheid kan vergelijken voor werkzoekenden die reeds een periode van minstens 6 maand tot één jaar tewerkstelling achter de rug hebben. Het bestaan van statistische discriminatie op basis van de nationaliteit bij schoolverlaters zou dan niet onderzocht kunnen worden. Een alternatief is expliciet rekening te houden met deze beperking in de registratie van de werkloosheidsduur bij de afleiding van de likelihoodfunctie. Deze aanpak wordt verder besproken in sectie 2.3.4 en afdeling 4.

2.1.3

Het bestaan van niet-unieke tewerkstellingsnummers

Omdat in een aantal plaatsingsbureau's het tewerkstellingsnummer(TWNR) van een persoon die uitgestroomd is uit de werkloosheid toch aan een nieuwe persoon toegekend werd, zijn er een aantal personen in het bestand die hun TWNR delen met één of meer anderen. Als een persoon terugkeert in de werkloosheid krijgt hij immers terug zijn oud TWNR, ook als dat ondertussen aan iemand anders gegeven was. Naar het einde van de observatieperiode toe komen daardoor steeds meer dubbel of meervoudig gebruikte TWNR's voor332. Om te vermijden dat twee personen als één beschouwd worden bij het opmaken van historieken werd de eis opgelegd dat niet alleen het TWNR, maar ook de geboortedatum en het geslacht gelijk is. Enkel dan werden observaties van twee maanden met elkaar verbonden en toegeschreven aan dezelfde persoon333.

(zie "wegwijs in de werkloosheidswetgeving", RVA, juli 1995). 332

In december 93 hadden 6,6 % van de individuen in het bestand geen uniek tewerkstellingsnummer. 0,2 % van de individuen moesten hun tewerkstellingsnummer delen met twee andere personen.

333

Het aantal individuen dat zijn tewerkstellingsnummer moet delen met personen van hetzelfde geslacht met dezelfde geboortedatum is iets minder dan 0,1 % van het totaal. Het probleem van de dubbele nummers is daarmee

Hoofdstuk 4 : Gegevens en gehanteerde schattingsmethoden

239

Omdat de nationaliteit kan wijzigen werd die variabele niet gebruikt voor identificatie. Bij een wijziging van de nationaliteit werd de laatst gevonden nationaliteit gebruikt334.

2.2

Linkse censurering en meerdere werkloosheidsintervallen per individu

Voor de schatting van de werkloosheid- en tewerkstellingsduur werden enkel gegevens van individuen met een werkloosheidsinterval dat begon tussen januari '89 tot december '93 gebruikt. Bovendien werd enkel het eerste werkloosheidsinterval en de (eventueel) daarbij aansluitende tewerkstellingsperiode gebruikt. De eerste beperking werd opgelegd om te vermijden dat de duur van de werkloosheid overschat zou worden. Van de individuen die reeds voor januari 89 werkloos werden, hebben die met een lange werkloosheidsduur meer kans om nog als werkloze geregistreerd te worden in januari 89 dan die met een korte werkloosheidsduur335. Een alternatief voor de tweede beperking was alle geregistreerde intervallen van één individu te beschouwen als afzonderlijke waarnemingen van de duur. Deze benadering leidt echter tot een onderschatting van de duur336. Omdat hun eerste interval gemiddeld kleiner is, hebben individuen met een hoge kans op kleine intervallen een hogere kans in de periode 89-93 een tweede of derde werkloosheidsperiode door te maken dan andere individuen. In de groep die méér dan één werkloosheidsperiode doorgemaakt heeft, zit bijgevolg een groter aandeel met kenmerken die leiden tot een kleine werkloosheidsduur dan in de totale populatie.

sterk gereduceerd maar blijft bestaan. De resterende observaties met een dubbel TWNR werden weggelaten. 334

De meeste nationaliteitswijzigingen zijn vervanging van “nationaliteit onbekend” door een bekende nationaliteit.

335

Als men deze observaties toch wil gebruiken bij een schatting van de duur met de maximum likelihood methode dient men de likelihood aan te passen. Dit kan echter niet zonder verregaande en met onze data niet te controleren veronderstellingen over het instroommoment in de werkloosheid voor 89.

336

Het is de bedoeling om de verwachte werkloosheid of tewerkstellingsduur van een individu te berekenen. Wil men daarentegen de kans om in de periode 89-93 een interval van lengte t te observeren berekenen, dan moet elk waargenomen interval gebruikt worden.

Hoofdstuk 4 : Gegevens en gehanteerde schattingsmethoden

2.3

240

Problemen opgelost met een aanpassing van de likelihood

Na de bovenvermelde manipulaties kennen de RVA-data nog een aantal problemen die typisch zijn voor duuranalyse en die bij de parametrische schattingen opgelost worden door een aanpassing van de likelihood functie. Dat is het bestaan van rechtse censurering, afronding, het niet observeren van kleine intervallen en het eerder vermelde probleem van de verlate observatie van uitstroom tijdens de wachttijd. De niet-parametrische produkt limiet methode levert enkel een oplossing voor het probleem van rechtse censurering.

2.3.1

Het bestaan van rechtse censurering

Bij heel wat individuen is de eerste werkloosheid- of tewerkstellingsperiode niet beëindigd op 30 december 93. Zij hebben een interval dat rechts gecensureerd is. De werkelijke duur t van het interval is niet bekend. Wel is zeker dat het interval ten minste geduurd heeft tot het eind van de telling. Daardoor is er toch informatie over de intensiteit S(t) om te overleven in de werkloosheid tot en met periode t. De produkt-limiet methode houdt hiermee rekening.

2.3.2

Het probleem van afronding of discrete waarneming

Een tweede probleem heeft te maken met de wijze waarop de werloosheidsduur geregistreerd wordt. Het RVA-bestand laat niet toe de exacte werkloosheidsduur (bijvoorbeeld in dagen) te bepalen. Voor een rechts gecensureerd interval dat begint voor of op de 26 ste van de 10e maand van 93 is de geregistreerde duur j=2 maanden. De werkelijke duur ligt tussen 2 en 3 maanden. Bij een niet-gecensureerd interval wijst een geobserveerde duur j (=uitstroommaand instroommaand) op een interval met een werkelijke duur tussen j-1 en j+1 maanden. Zo kan een persoon die één maand geregistreerd was een werkelijke werkloosheidsduur hebben van één week, maar evengoed van 7 weken. Afhankelijk van het moment waarop hij werkloos werd, kan een persoon die 7 weken werkzoekend werkloos was ook tweemaal geregistreerd worden. De schattingsmethode afgeleid in afdeling 4 houdt rekening met dit probleem.

Hoofdstuk 4 : Gegevens en gehanteerde schattingsmethoden

2.3.3

241

De niet observatie van zeer kleine werkloosheidsintervallen

Dit probleem hangt samen met het afrondingsprobleem. Kleine werkloosheidsperiodes van minder dan één maand die niet toevallig één van de telmomenten overlappen, worden niet geobserveerd. Als geen rekening gehouden wordt met deze zeer kleine duren wordt de gemiddelde duur van de werkloosheid overschat. Bij de niet-parametrische schatting vormt dit niet echt een probleem omdat er daar geen beperkingen opgelegd worden aan het verloop van de overlevingsfunctie in de werkloosheid. Vanaf een doorstane duur van één maand in de werkloosheid wordt de uitstroomkans uit de werkloosheid correct geschat. Bij het berekenen van de werkloosheidsduur op basis van deze schattingen moet men er wel rekening mee houden dat deze voorwaardelijk is aan het geregistreerd zijn als werkzoekende werkloze bij de RVA. Er is echter een groter probleem wat betreft de parametrische schattingen omdat daar wel beperkingen opgelegd worden aan de functionele vorm van de overlevingsfunctie in de werkloosheid. Daarom werd een oplossing geformuleerd voor dit probleem bij de afleiding van de likelihood gebruikt in de parametrische schatting. Het grote belang van deze correctie van de likelihood wordt aangetoond in afdeling 5.

2.3.4

De gebrekkige waarneming van het uitstroommoment bij werkzoekende werklozen in hun wachttijd

Een werkzoekende werkloze in wachttijd waarvan de uitstroom geregistreerd wordt precies na het verstrijken van de normale wachttijd is mogelijk reeds eerder uitgestroomd uit de werkloosheid zonder dat dit gemeld werd. Van werkzoekende werklozen waarbij dit het geval is weten wij enkel met zekerheid dat hun werkloosheidsduur niet langer is dan de geregistreerde duur. De observatie kan daardoor wel bijdragen tot de schatting van de likelihood, via 1-S(t), of de kans om uit te stromen uit de werkloosheid voor duur t, met t=de wettelijke wachttijd. Dit probleem kan daardoor op gelijkaardige wijze aangepakt worden als dat van rechtse censurering, waar gegevens over S(t) bekend zijn337.

337

Er rijst wel nog een probleem voor personen die de werkloosheid binnentreden als werkzoekende in wachttijd

Hoofdstuk 4 : Gegevens en gehanteerde schattingsmethoden

242

Bij de schattingen werden de werkzoekenden in wachttijd afgezonderd van die van andere werkzoekende werklozen. Naast de hier besproken technische reden zijn er ook goede theoretische redenen om deze groepen af te zonderen. Werkzoekenden in wachttijd krijgen geen uitkering en hebben geen of slechts weinig werkervaring. Deze twee kenmerken hebben een effect dat in tegenovergestelde richting gaat. Omdat er enkel bij de parametrische schattingen een oplossing gevonden wordt voor het registratieprobleem bij werklozen in wachttijd worden geen niet-parametrische schattingsresultaten getoond voor die groep.

3 Afleiding en test van de produktlimiet schatter in de context van een discrete overlevingsfunctie in de werkloosheid De gehanteerde niet-parametrische schattingsmethode is de produkt-limiet, of Kaplan-Meier schatter. Met de produkt-limiet schatter kan, net zoals bij andere niet-parametrische schatters, de hazard en de overlevingsfunctie geschat worden voor een groep van duurgegevens die voldoende homogeen is opdat men kan veronderstellen dat zij afkomstig zijn uit dezelfde duurverdeling. Er bestaan specifieke procedures (zoals de Log rank test en de Wilcoxon test) waarmee men kan nagaan of de overlevingsfuncties van twee verschillende (deel)populaties geschat met de KaplanMeier methode significant verschillen. In sectie 3.1 wordt de Produkt-limiet schatter besproken. In sectie 3.2 wordt een illustratie gegeven van de berekening van de hazard voor de groep van Belgische mannen jonger dan 25 waarvan de werkloosheidsduur rechts gecensureerd is en korter is dan de wettelijke wachttijd. Voor deze werkzoekenden kan de geregistreerde duur zowel een onderschatting als een overschatting (tot maximaal 8 maanden) van de werkelijke duur zijn. Om dit probleem te vermijden werden alle werkzoekenden wier wachttijd

Hoofdstuk 4 : Gegevens en gehanteerde schattingsmethoden

243

jaar uit het lager secundair beroeps.

3.1

De Produkt-limiet (of Kaplan-Meier) schatter

De termen "hazard" en "overlevingsfunctie" zijn ontwikkeld in een statistische literatuur die opgezet werd rond medische experimenten waar de overlevingstijd van proefdieren en patiënten onder verschillende behandelingen vergeleken wordt. De produkt-limiet schatter zelf werd voor het eerst afgeleid als een Maximum likelihood schatter door Kaplan en Meier (1958)338. In de context van maandelijkse werkloosheidsduurgegevens kan een discrete hazard hj339 geformuleerd worden als de kans dat een individu vlak na het j de340 telmoment341 (de j’de maand geëvalueerd ten opzichte van het begin van zijn werkloosheid) de werkzoekende werkloosheid verlaat gegeven dat hij reeds j-1 telmaanden werkzoekend werkloos was. De hazard moet onderscheiden worden van de onvoorwaardelijke kans (fj) dat een individu uitstroomt uit de werkloosheid vlak na het j-de telmoment. Die wordt gegeven door: fj = hj Pr (t > j-1)

(1)

Hierbij is Pr(t>j-1) de kans dat de werkloosheidsduur t minstens j telmaanden omvat. Deze overlevingskans in de werkloosheid kan ook geschreven worden als een functie van de hazard: j −1

Pr(t > j − 1 ) = ∏ (1 - hl )

(2)

l=1

inging na april 1993 weglaten bij de (parametrische) schattingen. 338

Volgens D.R. Cox en D. Oakes (1994)

339

Voor de definiëring van de hazard in de context van een zoekmodel in continue tijd (zoals dat van hoofdstuk 2) zie appendix IV.1.

340

De j wordt in dit hoofdstuk enkel gebruikt als symbool voor het jde telmoment. Dat is mogelijk omdat er hier niet ingegaan wordt op verschillen tussen nationaliteiten.

341

Bij de schatting met de product-limiet schatter wordt het probleem van de afronding verwaarloosd. Het is vooral als men de uitstroomkansen na een korte werkloosheidsperiode bespreekt veiliger te spreken van telmomenten dan van een doorstane duur in de werkloosheid.

Hoofdstuk 4 : Gegevens en gehanteerde schattingsmethoden

244

De produkt-limiet schatter van Pr (t > j) wordt gegeven door:

j

Pr* (t > j) = ∏ (1 - h* l )

(3)

l=1

met de h*l de maximum likelihood schatters van de maandelijkse hl's. In Cox en Oakes (1994, p 32-34) wordt aangetoond342dat de natuurlijke logaritme van de likelihood in het geval van rechts gecensureerde duurgegevens gegeven wordt door343: T

ln(LH) = ∑ [ n j ln(h j ) + ( r j - n j ) ln(1 - h j )]

(4)

j=1

Daarbij is rj het aantal individuen dat nog steeds in de werkloosheid zit op het moment j en nj het aantal individuen dat uitstroomt na de j-de maand. De rj bevat ook diegenen die een duur j hebben maar gecensureerd zijn bij die duur. Op die wijze leveren ook gecensureerde intervallen een bijdrage tot de likelihood344. T is de grootste geobserveerde duur in de data. Bij de Kaplan-Meier methode worden alle hj's vrij geschat, waardoor de bij de maximering te gebruiken instrumenten samenvallen met de hj zelf. Het afleiden van (4) met betrekking tot hj levert als eerste orde voorwaarde voor een maximum: ∀j :

∂ ln(LH) n j r j - n j =0 = ∂ hj hj 1- hj

(5)

De Kaplan-Meier schatter voor de hazard is dan: h*j= nj/rj, die voor de overlevingskans: j

Pr* (t > j) = ∏ (1 l=1

nl ) rl

342

De afleiding van de likelihood door deze auteurs wordt hernomen in appendix IV.2.

343

Uiteraard in het geval van een "single sample". In dat geval worden geen verklarende variabelen gebruikt.

344

(6)

Een (rechts) gecensureerd interval met duur j duidt immers op een individu dat minstens j maand overleefd heeft in de werkloosheid.

Hoofdstuk 4 : Gegevens en gehanteerde schattingsmethoden

3.2

245

Toepassing van de product-limiet schatter op de RVA data

In de onderstaande tabel wordt, voor de eerste tien maanden in de werkloosheid, de berekening van de hazard met de Kaplan-Meier methode geïllustreerd voor Belgische werkzoekend werkloze mannen niet in wachttijd in het Vlaamse gewest. Teneinde de groep zo homogeen mogelijk te maken werd enkel gewerkt met mannen jonger dan 25 jaar met een diploma van het lager secundair beroeps. Dat levert een geheel van 12380 werkloosheidsintervallen op corresponderend met evenveel werklozen345 voor de periode 1989-1993. Tabel 4.4: Berekening van de maandelijkse hazard met de Kaplan-Meier methode Maandelijkse telling

Aantal uit-

Aantal

Aantal

Geschatte hazard Overlevingskans

gestroomd: nj

Gecensureerd:

overlevend: rj

h*j

Pr*(t > j)

cj 1

3822

70

12380

0.309

0.691

2

2411

98

8488

0.284

0.495

3

1588

92

5979

0.266

0.363

4

959

53

4299

0.223

0.282

5

584

40

3287

0.178

0.232

6

462

41

2663

0.173

0.192

7

374

29

2160

0.173

0.159

8

293

23

1757

0.167

0.132

9

205

20

1441

0.142

0.113

10

152

18

1216

0.125

0.099

11

143

10

…

…

…

Deze berekeningsmethode van de hazard is, behoudens het probleem van afronding (een maandelijks telmoment is niet hetzelfde als een maand in de werkloosheid) correct zolang zij niet

345

Conform afdeling 2 werd immers enkel het eerste interval in de werkloosheid gebruikt per persoon.

Hoofdstuk 4 : Gegevens en gehanteerde schattingsmethoden

246

wordt toegepast voor een groep werkzoekende werklozen in wachttijd346. In figuur 4.1 wordt het resultaat grafisch voorgesteld voor de eerste 35 maanden in de werkloosheid. Uit de figuur en de tabel blijkt dat de uitstroomkans een dalende functie is van het aantal doorstane telmomenten347. Dat kan twee dingen betekenen. Ofwel heeft de doorstane werkloosheidsduur werkelijk een negatieve invloed op de uitstroomkansen. Dat kan bijvoorbeeld het gevolg zijn van een depreciatie van het menselijk kapitaal die tijdens werkloosheid onvoldoende opgevangen wordt door investeringen in nieuw productief menselijk kapitaal. Ofwel duidt het negatieve verloop van de hazard (en het naar binnen buigen van de overlevingsfunctie) op het bestaan van heterogeniteit binnen de onderzochte groep werklozen. Figuur 4.1: Overlevingskans in en uitstroomkans uit de werkloosheid in functie van de doorstane werkloosheidsduur op basis van de Kaplan-Meier schatter B e lg isc h e m a nn e n nie t in w ac h ttijd , jon g e r d a n 2 5 ja a r, L S B , V laa m s G e w e st

1 0 ,9 0 ,8 0 ,7 0 ,6 0 ,5 0 ,4 0 ,3 0 ,2 0 ,1 0

h a za rd o ve rle vin g sk a ns

1

5

9

13 17 21 25 29 33 m aanden

De groep die als basis voor de schattingen gebruikt wordt bestaat nog steeds uit deelgroepen met 346

In appendix IV.3 wordt de Kaplan-Meier schatter toch berekend voor de groep in wachttijd en wordt uitgelegd waarom dat onbetrouwbare resultaten levert.

347

Het dalend patroon van de hazard is zichtbaar ondanks de schommelingen in h*j. Die worden groter naarmate de duur toeneemt, omdat de berekening van de h*j’s gebaseerd is op steeds minder observaties.

Hoofdstuk 4 : Gegevens en gehanteerde schattingsmethoden

247

een andere uitstroomkans. Bij de eerste telmomenten is de groep nog erg heterogeen samengesteld en is de gezamenlijke uitstroomkans vrij hoog. Na een tijd blijven enkel groepen met een lage uitstroomkans over, waardoor de globale uitstroomkans daalt. Niet geobserveerde heterogeniteit kan hier erg moeilijk vermeden worden omdat niet gewerkt wordt met verklarende variabelen en de voor de schatting gebruikte deelpopulaties niet te klein mogen zijn. Omdat de negatieve duurafhankelijkheid van de hazard het gevolg kan zijn van niet geobserveerde heterogeniteit, houdt die observatie ook niet noodzakelijk in dat de veronderstelling van het bestaan van een constante individuele hazard, zoals die gehanteerd werd in hoofdstuk 2, moet verworpen worden. In dat hoofdstuk werd enkel verondersteld dat elke werkzoekende uitgaat van een stabiel verloop van het aantal jobaanbiedingen dat hem of haar aangeboden wordt. Dit impliceert enkel een stabiel verloop van de individuele uitstroomkansen. Het verloop van de hazard zoals voorgesteld in figuur 4.1 is dat van een onvermijdelijk heterogeen samengestelde groep werklozen. Het is in de context van dit werk een zeer belangrijke vraag of de geobserveerde negatieve duurafhankelijkheid van de hazard nu hoofdzakelijk moet toegeschreven worden aan een negatieve duurafhankelijkheid van de individuele hazard, of juist aan het bestaan van heterogeniteit waarvoor bij de schatting niet gecontroleerd werd. Dat is belangrijk omdat in het eerste geval het jobmarktmodel ontwikkeld in hoofdstuk 2, waar gewerkt wordt met een constante individuele hazard, fout is. Een tweede reden is dat op basis van de theorie van statistische discriminatie voorspellingen kunnen gedaan worden over verschillen in heterogeniteit (wat betreft uitstroomkansen) tussen nationale groepen (zie hoofdstuk 3 en 5 voor een meer uitvoerige bespreking). Ook om die laatste reden is het cruciaal enige zekerheid te hebben dat de duurafhankelijkheid van de hazard in een specifieke groep inderdaad kan toegeschreven worden aan een verschil in heterogeniteit. Er bestaan echter geen testen die een zeker antwoord geven op deze vraag348. Bij parametrische 348

Een exact antwoord kan eventueel gegeven worden als men per werkzoekende meerdere werkloosheidsintervallen beschouwt. Als dan voor een gegeven individu de uitstroomkans blijkt af te hangen van de doorstane duur, dan is er duurafhankelijkheid op individuele basis. Bemerk evenwel dat ook de kenmerken en situatie van een individuele persoon wijzigen doorheen de tijd. Men zou dus nog altijd kunnen stellen dat de dan gevonden negatieve duurafhankelijkheid van de hazard een gevolg is van schommelingen (heterogeniteit) in de situatie en karakteristieken van hetzelfde individu.

Hoofdstuk 4 : Gegevens en gehanteerde schattingsmethoden

248

schatting kan de negatieve duurafhankelijkheid van de hazard preciezer gevat worden in parameters en kan nagegaan worden wat de effecten zijn van het introduceren van meer verklarende variabelen op de resterende duurafhankelijkheid. Als die bij de introductie van meer relevante verklarende variabelen afneemt wijst dat op het belang van de heterogeniteit. In de volgende afdeling wordt een parametrische schattingsmethode uitgewerkt die rekening houdt met niet geobserveerde heterogeniteit en waarin, naast rechtse censurering, ook de problemen van afronding en niet-geobserveerde kleine intervallen een oplossing krijgen.

4 Parametrische schatting van de uitstroomintensiteit uit de werkloosheid In deze afdeling wordt een parametrische schattingstechniek afgeleid waarbij erkend wordt dat de werkelijke werkloosheidsduur t een continue variabele is349. De afgeleide likelihood biedt niet alleen een oplossing voor rechtse censurering, maar ook voor de problemen van afronding (of discrete waarneming), van niet geobserveerde kleine intervallen en verlate waarneming als gevolg van de wachttijd voor schoolverlaters beschreven in de vorige afdelingen350. Om te kunnen schatten met de hier afgeleide methode moet voor een concrete specificatie van de overlevingsfunctie geopteerd worden. Wij stellen deze keuze echter uit tot in sectie 4.2 en beginnen met de afleiding van een likelihood functie zonder een concrete verdeling van de duur voorop te stellen. In sectie 4.2 worden 349

Voor een overzicht van het begrippenapparaat (overlevingsfunctie, dichtheidsfunctie, hazard) gehanteerd bij een continue verdeling van de duur, zie appendix IV.1.

350

Voor rechtse censurering bestaat al lang een oplossing. Zie Kiefer (1988, p 661 e.v.) voor een eenvoudige uiteenzetting. Wij vonden echter geen auteur die naast censurering ook een oplossing biedt voor de overige

Hoofdstuk 4 : Gegevens en gehanteerde schattingsmethoden

249

verschillende mogelijke overlevingsfuncties voorgesteld en wordt aangegeven hoe rekening gehouden kan worden met niet geobserveerde heterogeniteit. Bij de verduidelijking van de formules en veronderstellingen wordt uitgegaan van een toepassing op het schatten van de uitstroomintensiteit uit de werkloosheid. Met de nodige aanpassingen kunnen deze afleidingen ook gebruikt worden voor de schatting van de (her)instroomintensiteit in de werkloosheid na tewerkstelling (zie hoofdstuk 5).

4.1

Afleiden van de Likelihood zonder specificatie van de duurverdeling

Deze sectie begint met een precieze formulering van het waarnemingsschema en een definiëring van de gebruikte stochastische variabelen (4.1.1), een beschrijving van de Maximum Likelihood schattingsmethode (4.1.2) en de formulering van de veronderstelling over de instroom in de werkloosheid (4.1.3). Nadien wordt stapsgewijze de dichtheidsfunctie afgeleid.

4.1.1

Waarnemingsschema, definitie stochastische variabelen en verdeling van de duur

De observatieperiode loopt van januari 1989 tot en met december 1993. Alle intervallen die een aanvang namen tijdens die periode worden gebruikt in de analyse351. Door het systeem van de stockopnamen op de 30/31ste van elke maand is van elk individu de beginmaand in de werkloosheid bekend. Bij een werkloosheidsinterval van individu i beëindigd voor januari 1994 is de geobserveerde duur Ji= eindmaand - beginmaand. De eindmaand is de maand waarin het individu uitgestroomd is uit de werkloosheid. Intervallen die niet beëindigd zijn op het einde van de observatieperiode zijn gecensureerd. Bij dergelijke intervallen is Ji gelijk aan de "censureringstijd" , gedefinieerd als m - beginmaand. m (=60) is het totaal aantal maanden in de telling. Van elk interval is geweten of het al dan niet gecensureerd is. De variabele Di=1 als een observatie niet gecensureerd is en 0 als ze gecensureerd is. Bij niet gecensureerde intervallen kan

problemen. 351

Van individuen met meerdere werkloosheidsperiodes die aanvingen in de periode 1989-1993 werd, zoals reeds aangegeven enkel de eerste werkloosheidsperiode gebruikt.

Hoofdstuk 4 : Gegevens en gehanteerde schattingsmethoden

250

Ji discrete waarden aannemen behorende tot de verzameling {1,2,...,(m-1)}. Bij gecensureerde intervallen behoort Ji tot de verzameling {0,1,..,(m-1)}352. De geobserveerde duur Ji is een stochastische variabele verbonden met de echte duur Ti van observatie i die onbekend is. De echte duur van werkloosheid Ti is een stochastische variabele met een continue verdeling Fi(t), dichtheid fi(t) en overlevingsfunctie Si(t)=1- Fi (t). De i-index geeft telkens aan dat de betreffende functies afhankelijk zijn van de kenmerken van het individu i. Dit staat in tegenstelling tot afdeling 3, waarbij uitgegaan werd van een homogene groep. Het waarnemingsschema is iets minder eenvoudig voor werkzoekenden in wachttijd (waarbij Wi=1). Als de geregistreerde duur Ji voor die werkzoekenden samenvalt met de officiële wachttijd (in de periode 89 tot 93 was dat 6 maand), dan kan men daaruit alleen met zekerheid besluiten dat de werkloze uitgestroomd is voor het zevende telmoment. Over werkzoekenden in wachttijd waarvan de duur gecensureerd is en kleiner of gelijk aan 6 maanden kan men niets zeggen. De werkloosheidsduur kan bij die groep zowel onder- als overschat worden. Zowel bij werkzoekenden die beginnen aan een wachttijd als bij andere is er het probleem van de niet observatie van sommige werkloosheidsintervallen van minder dan 1 maand. Intervallen die niet overlappen met één van de maandelijkse telmomenten worden namelijk niet geobserveerd. Dit is een probleem van truncatie, maar het ligt iets moeilijker dan dat van eenvoudige truncatie353. Bij eenvoudige truncatie op één maand zouden alle duren van minder dan één maand wegvallen, terwijl hier alleen die duren van minder dan één maand die niet overlappen met één van de observatiemomenten wegvallen. Kiefer (1988) vermeldt dit probleem, maar geeft er geen oplossing voor. Geen rekening houden met deze niet geobserveerde intervallen leidt tot een overschatting van de overlevingskans in de werkloosheid.

352

De 0 heeft betrekking op de individuen ingestroomd in de laatste maand.

353

Waarvoor standaard oplossingen voorhanden zijn, zie Pudney (1989), appendix 2, p 301 e.v.

Hoofdstuk 4 : Gegevens en gehanteerde schattingsmethoden 4.1.2

251

Schattingsmethode

Om de werkloosheidsduur Ti te schatten wordt gebruik gemaakt van de ML-methode. Aangezien wij geen schatting willen maken van de instroomkans in de werkloosheid, kan de maand waarin een observatie ingestroomd is beschouwd worden als gegeven. De kans dat men een niet gecensureerde observatie i aantreft met Ji=j kan genoteerd worden als Pr(Ji=j en Di=1| fi(t), beginmaand). Deze kans is gelijk aan 0 voor alle j’s groter of gelijk aan de censureringstijd (=m beginmaand) en gelijk aan Pr(Ji=j | fi(t)) voor alle j's kleiner dan de censureringstijd. Zodra j kleiner is dan de censureringstijd, wat het geval is bij alle beëindigde intervallen, speelt de beginmaand geen verdere rol. Voor gecensureerde intervallen ligt met de beginmaand ook Ji vast, zodat het geen zin heeft een kans analoog met Pr(Ji=j | fi(t)) te definiëren. Wat wel kan gebruikt worden in de likelihood is de kans dat een observatie gecensureerd is gegeven haar beginmaand, of equivalent daarmee, gegeven de gemeten duur Ji, Pr(Di=0 |fi(t),Ji). De likelihood kan dan geschreven worden als: m -1

nj

cj

j=1

i=1

i=1

L = ∏ ( ∏ Pr( J i = j | f i (t)))( ∏ Pr( Di = 0 | f i (t), J i = j))

(7)

waarbij nj het aantal niet gecensureerde observaties met duur gelijk aan j is en cj het aantal gecensureerde observaties met duur gelijk aan j. Deze likelihood functie kan gebruikt worden om de parameters van een concrete dichtheid fi(t) te schatten zodra het verband tussen Pr (Ji =j | fi(t)) en fi(t) en Pr(Di=0 |fi(t), Ji) en fi(t) expliciet vastligt. Alvorens dat verband af te leiden zal een bij die afleiding noodzakelijke hypothese toegelicht worden.

4.1.3

Veronderstelling betreffende de instroom in de werkloosheid binnen één maand

De dag waarop een werkloosheidsinterval begint of eindigt is niet bekend. Daardoor is er ook geen informatie over de verdeling van de instroom in de werkloosheid binnen één maand. Wij veronderstellen dat de instroom stationair is binnen één maand. Op elke dag binnen één maand is de instroomkans dus dezelfde, wat de afleiding van de kansen in (7) vereenvoudigt. Daarmee

Hoofdstuk 4 : Gegevens en gehanteerde schattingsmethoden

252

werd niet gesteld dat de instroom over verschillende maanden heen constant is.

4.1.4

Het probleem van de niet geobserveerde kleine intervallen

Omdat een aantal bestaande werkloosheidsintervallen niet geobserveerd zijn moeten de kansen Pr (Ji =j| fi(t)) en Pr (Di=0|fi(t), Ji) beschouwd worden als kansen voorwaardelijk op het geobserveerd zijn van interval i, of: Pr(Ji =j | fi(t))≡Pr'(Ji =j | fi(t), i geobs)

(8)

Waarbij Pr slaat op een kans354 voorwaardelijk op het geobserveerd zijn en Pr' op een onvoorwaardelijke kans. De regel van Bayes toepassend kan men dan schrijven, voor niet gecensureerde intervallen: Pr(Ji =j | fi(t))=Pr'(Ji=j en geobs| fi(t))/Pr'(i geobs |fi(t))

(9)

Nu is de variabele Ji zo gedefinieerd dat voor alle j ≥ 1 het interval zeker geobserveerd is. Een klein interval dat niet geobserveerd wordt zou Ji =0 hebben, aangezien voor een dergelijk interval beginmaand en eindmaand samenvallen. Daardoor kan (9) herschreven worden als: ∀ j≥1, Di =1 geldt:

Pr(Ji =j | fi(t))=Pr'(Ji =j | fi(t))/Pr'(i geobs |fi(t))

(10)

Voor gecensureerde intervallen geldt een analoge uitdrukking. Elk interval dat nog niet beëindigd is in december 93 wordt zeker geobserveerd: het zit nog in het bestand op 31/12/93. Daardoor is Pr (Di=0 en i geobserveerd | fi(t), Ji) = Pr (Di=0 | fi(t), Ji), waaruit volgt dat:

354

Als men rechtstreeks over de duur Ti beschikt en niet enkel over discrete benadering ervan (Ji) kan, in de plaats van een voorwaardelijke en onvoorwaardelijke kans, direct gebruik gemaakt worden van een voorwaardelijke en onvoorwaardelijke dichtheidsfunctie (Pudney 1989). Pudney gebruikt deze aanpak zowel bij de het probleem van eenvoudige truncatie (p.71 en 300) als dat van truncatie met betrekking tot een andere variabele (p.309). Het eindresultaat is sterk gelijkaardig aan wat hier bekomen wordt.

Hoofdstuk 4 : Gegevens en gehanteerde schattingsmethoden Pr(Di=0| fi(t),Ji)=Pr'(Di=0| fi(t), Ji)/Pr'(i geobs | fi(t))

253 (11)

De tellers in uitdrukking (10) en (11) worden geschreven als functie van fi(t) in de secties 4.1.5 en 4.1.6. De noemer wordt hieronder afgeleid. De kans Pr'(i geobs| fi(t))= 1- Pr'(i niet geobs| fi(t)), die laatste kans wordt gegeven door: 1

Pr ' (i niet geobs | f i (t)) =

∫ Pr '(i niet geobs | t) f

i

(t)dt

(12)

t=0

De integraal in (12) gaat van 0 tot 1, aangezien enkel intervallen met een werkelijke duur van kleiner dan 1 de kans lopen niet geobserveerd te worden. Nu is, gegeven de hypothese van een stationaire instroom binnen één maand, ∀ duren t<1, de onvoorwaardelijke kans dat het corresponderende interval niet geobserveerd wordt gelijk aan (1-t)355. Daardoor is

1

Pr ' (i niet geobs | f i (t)) =

∫ (1 - t) f

i

(t)dt

(13)

t=0

waardoor ook Pr'(i geobs | fi(t)) bekend is. In de likelihood moet voor alle observaties gedeeld worden door Pr'(i geobs | fi(t)).

4.1.5

Het afleiden van Pr'(Di=0 | fi(t), Ji=j) voor gecensureerde intervallen

figuur 4.2:Een voorbeeld van een gecensureerd interval

355

Van de intervallen met een duur t (met t uitgedrukt in maand) worden al diegene die begonnen voor de (1-t)de fractie van de maand niet geobserveerd, de andere wel. Bij een constante instroomkans binnen één maand valt die fractie precies samen met de kans niet geobserveerd te worden.

Hoofdstuk 4 : Gegevens en gehanteerde schattingsmethoden

254

interval i _____________________ -----|-----|-----|-----|-----| 56

57 58

59 60

In figuur 4.2 hierboven wordt een voorbeeld gegeven van een werkloosheidsinterval i dat begint op 3,2 maand voor het eind van de telling en rechts gecensureerd is. De geobserveerde duur Ji (=m - beginmaand) is dan 3. Bij gecensureerde intervallen slaat een geobserveerde duur Ji=j altijd op een interval dat tussen j en j+1 maand overleefd heeft in de werkloosheid. Het instroommoment ligt tussen de (m-j-1)'de en de (m-j)'de maand. Ten gevolge van de hypothese van een constante instroom binnen één maand krijgt elke duur tussen j en j+1 hetzelfde gewicht. De kans dat een interval met Ji=j gecensureerd is, is daardoor het eenvoudig gemiddelde van de overlevingskans bij alle instroommomenten die mogelijk zijn gegeven dat Ji=j. Om een dergelijk gemiddelde te berekenen in het geval van een continue verdeling kan men de integraal over alle mogelijke overlevingskansen nemen, gedeeld door de duur van het interval waartoe t mag behoren. Die duur is hier 1, waardoor de kans dat een interval gecensureerd is, als Ji=j, gegeven wordt door: j+1

P ′r( Di = 0 | f i (t), J i = j) =

∫ S (t)dt i

(14)

t= j

Si(t) is de overlevings- of "survival" functie die rechtstreeks uit fi(t) kan afgeleid worden. Zij geeft de kans weer dat een interval een duur heeft van minstens t.

4.1.6

Het afleiden van Pr'(Ji =j | fi(t)) voor niet gecensureerde intervallen (met uitzondering van werkzoekenden in wachttijd met j=6,7)

In figuur 4.3 wordt een voorbeeld van twee intervallen met dezelfde werkelijke duur

Hoofdstuk 4 : Gegevens en gehanteerde schattingsmethoden

255

(T1=T2=3,6), maar met een verschillend beginmoment, gegeven. Figuur 4.3: Een voorbeeld van twee niet gecensureerde intervallen

______________ (T2) _____________ (T1) |--I---|-----|-----|-----|-----| 11.4 2

3

4

5

6

De geobserveerde duur voor interval 1 is J1=5-2=3, terwijl voor interval 2: J2=6-2=4. In het algemeen kan bij een werkelijke duur die tussen [t] en [t]+1 (waarbij [t] staat voor geheel deel van t) ligt, de geobserveerde duur ofwel [t], ofwel [t]+1 zijn. Voor niet gecensureerde intervallen geldt dus: Pr'( Ji=[t] of Ji=[t]+1 | Ti=t )=1

(15)

Pr'( Ji<[t] of Ji>[t]+1 | Ti=t )=0 Als gevolg van (15) geldt: j+1

Pr ' ( J i = j | f i (t)) =

∫

Pr ' ( J i = j | T i = t) f i (t)dt

(16)

t = j -1

j

=

∫

j+1

Pr ' ( J i = [t] + 1 | T i = t) f i (t)dt +

t = j -1

j

=

∫

t = j -1

∫ Pr '( J

i

= [t] | T i = t) f i (t)dt

(17)

t= j

j+1

(t - [t]) f i (t)dt +

∫ (1 - (t - [t])) f

i

(t)dt

t= j

Bij de overgang van (17) naar (18) werd gebruik gemaakt van de formules:

(18)

Hoofdstuk 4 : Gegevens en gehanteerde schattingsmethoden

Pr'(Ji=[t]+1|Ti=t)=t-[t] en Pr'(Ji=[t]|Ti=t)=1-(t-[t])

256

(19)

De twee gelijkheidstekens in (19) zijn weer het gevolg van de veronderstelling van een constante instroom binnen één maand. In het voorbeeld van figuur 4.3 werden twee intervallen gegeven met dezelfde duur, namelijk 3,6 maand. Uit figuur 4.3 blijkt dat intervallen met duur 3,6 die beginnen voor het moment 1,4 Ji=3 zullen hebben en intervallen die beginnen na dat moment Ji=4. Bijgevolg is, bij een beëindigd interval met een duur Ti=3,6 en een constante instroom binnen één maand, Pr'(Ji=3)=0,4 en Pr'(Ji=4)=0,6. In het algemeen geldt, voor een interval met werkelijke duur Ti=t dat Pr'(Ji=[t])=1-(t-[t]) en Pr'(Ji=[t]+1)=t-[t]. Vergelijking (18) kan verder vereenvoudigd worden door [t] te vervangen door de beginwaarde in de betreffende integraal:

j

Pr ' ( J i = j | f i (t)) =

∫

t= j -1

4.1.7

j+1

(t - (j - 1)) f i (t)dt +

∫ (1 - (t - j)) f

i

(t)dt

(20)

t= j

Het afleiden van Pr'(Ji=6 | fi(t)) voor werkzoekenden in wachttijd

In figuur 4.4 worden twee werkloosheidsintervallen voor werkzoekenden die hun wachttijd beginnen net voor het 11de registratiemoment gegeven. Het eerste werkloosheidsinterval heeft slechts een duur van 3 maanden, maar de RVA komt pas na het beëindigen van de wachttijd te weten dat de werkzoekende uitgestroomd is. Het tweede werkloosheidsinterval duurt 6.2 maand. In beide gevallen is de geregistreerde werkloosheidsduur 6 maand. Figuur 4.4: Twee intervallen van werkzoekenden in wachttijd

Hoofdstuk 4 : Gegevens en gehanteerde schattingsmethoden IN

257

UIT

----|------------------------------------- (T2) __|___________ (T1)

|

------|------|------|------|------|------|------|------| 11

12 13 14

15

16

17

18

Wat vaststaat in het geval de werkzoekende begon aan een wachttijd en Ji=6 is dat de werkelijke werkloosheidsduur kleiner is dan 7 maanden. Daardoor kan men schrijven: Pr' (Ji=6 |fi(t), Wi=1) = Fi(7) = (1 – Si(7))

(21)

Rekening houdend met de niet observatie voor sommige kleine intervallen geldt dan voor de (op het geobserveerd zijn) voorwaardelijke kans een 6 te observeren356:

Pr( J i = 6 | f i (t), Wi = 1 ) = 1 −

S i (7)   1 − ∫ (1 − t ) f i (t )dt     t =0  1

(22)

Op die wijze leveren ook deze observaties een bijdrage tot de likelihood. In appendix IV.3 werd aangetoond dat ook een geregistreerde duur van 7 telmomenten verdacht is bij werkzoekenden in wachttijd. Daarom zal voor geobserveerde duren van 7 telmomenten enkel de bijdrage aan Fi(8) in rekening gebracht worden in de likelihood. De hierboven voorgestelde aanpak kan echter niet werken als een interval van een werkzoekende in wachttijd rechts gecensureerd is en Ji < 6 of 7 maand. In dat geval is niet geweten of de werkelijke duur van de werkloosheid lager of hoger is dan 7 maand. Daarom werden alle357 intervallen van werklozen die aan een wachttijd beginnen in de perode van 7 maand voor het 356

In (22) werd de regel toegepast dat de voorwaardelijke overlevingsfunctie gelijk is aan

Si(t)/Pr' (i geobserveerd | fi(t)). Met de overlevingsfunctie bepaald op die wijze wordt de voorwaardelijke kans uit te stromen voor t gegeven door 1 - Si(t)/Pr' (i geobserveerd | fi(t). 357

Enkel de gecensureerde weglaten zou opnieuw voor vertekeningen zorgen.

Hoofdstuk 4 : Gegevens en gehanteerde schattingsmethoden

258

einde van de observatieperiode weggelaten bij de berekeningen.

4.1.8

Likelihood zonder gespecifieerde verdeling van de duur

Als men equaties (14) en (20) en (22), gebruik makend van (13) invult in (7), verkrijgt men358: j j+1     n j ∫ (t - (j - 1)) f i (t)dt + ∫ (1 - (t - j)) f i (t)dt  m -1  t = j -1 t= j  L = ∏  ∏ 1  j=1   i=1  1 - ∫ (1 - t) f i (t)dt    t =0          w7 w6     Si( 7 ) Si ( 8 ) ∏   ∏ 1 − 1 − 1 1 i=1   i=1  1 - (1 - t) f (t)dt  1 (1 t) (t)dt f i i ∫ ∫     t=0 t=0    

j+1    cj ∫t= j S i (t)dt     1  ∏  i=1 1 - ∫ (1 - t) f i (t)dt      t=0

(1−δ j = 6 , 7 , wi =1 )

(23) Bij schatting voor de groep niet in wachttijd vallen de twee laatste producten weg en is δj=6,7,Wi=1=0. De ln van de likelihood in (23) kan geschreven worden als: m -1 n j

ln(L) = ∑ ∑ (1 - δ j=6 , 7 ,W i=1 ) ln [ j=1 i=1

m -1 c j

j+1

j=1 i=1

t= j

+ ∑ ∑ (1 - δ j=6 ,7 ,W i=1 ) ln( w7

1

i=1

t=0

∑ ln(1 - ∫ (1 - t ) f

i

∫

j+1

j

∫

(t - (j - 1)) f i (t)dt +

∫ (1 - (t - j)) f

i

(t)dt ]

t= j

t = j -1 w6

S i (t)dt ) + ∑ ln(1 i=1

1

∫ (1 - t ) f

m -1 n j + c j

1

j=1 i=1

t=0

(t)dt − S i (8)) - ∑

i

(t)dt − S i (7)) +

(24)

t=0

∑ ln(1 - ∫ (1 - t ) f

i

(t)dt )

Alvorens uitdrukking (24) kan gebruikt worden voor de likelihood moeten de bepaalde integralen naar t opgelost worden. Dit vereist de specificatie van een overlevingsfunctie Si(t) en de dichtheid van de duur fi(t). Bij de hierna besproken verdelingen van de duur is het echter niet mogelijk de functie Si(t) te integreren. Dit probleem wordt opgelost door de overlevingsfunctie te

358

De Kroniker delta is gelijk aan 1 in de onderstaande formules als j=6 of 7 én het betreft een werkloze in wachttijd. De symbolen w6 en w7 stellen het aantal werklozen in wachttijd met een geobserveerde duur gelijk aan respectievelijk 6 en 7 voor.

Hoofdstuk 4 : Gegevens en gehanteerde schattingsmethoden

259

benaderen via een Taylor-expansie. De eerste afgeleide van Si(t) naar t = - fi(t). Bij een expansie van Si(t) vanuit j die afgekapt wordt na de eerste ronde geldt359: Si(t) ≅ Si(j) – fi(j)(t-j)

(25)

Gebruik makend van (25) geldt: j +1

j+1

∫

∫ [S ( j ) − f ( j )(t − j )]dt = S (j) -

S i (t)dt ≅

i

i

i

t= j

t= j

f i ( j) 2

(26)

Gebruik makend van partiële integratie geldt dan bovendien360:

j

∫

(t - (j - 1)) f i (t)dt ≅

t = j -1

j+1

∫ (1 - (t - j)) f

i

(t)dt ≅

t= j

f i (j) 2

(27)

f i (j) 2

(28)

Verder geldt, bij een expansie vanuit t=1 en door toepassing van partiële integratie: 1

(1 -

∫ (1 - t ) f

i

(t)dt ) ≅ S i (1) + f i (1) / 2

(29)

t=0

359

In het algemeen geldt voor een Taylor expansie rond j van de functie S(t):

S(t) = S(j) + S'(j) (t-j) / 1! + S"(j) (t-j)²/2! + ... S'(j) staat voor de afgeleide van S(t) naar t geëvalueerd in j. Nu geldt S'(j) =-f(j) (zie appendix IV.1). 360

Noteer dat door partiële integratie geldt (zie appendix IV.1 voor de definitie van Fi(t)):

∫ tf (t )dt = F (t )t − ∫ F (t )dt = F (t )t − ∫ (1 − S (t ))dt i

i

i

i

i

De integraal van Si(t) wordt, zoals in (26), opgelost door Si(t) te vervangen door de rechterzijde van (25).

Hoofdstuk 4 : Gegevens en gehanteerde schattingsmethoden

260

De kans dat een werkloosheidsinterval geobserveerd wordt, is dus groter dan de kans dat de werkelijke duur minstens 1 maand is, wat logisch is aangezien ook intervallen van enkele weken of dagen kunnen overlappen met een maandelijks observatiemoment. Door toepassing van (26)-(29) kan uitdrukking (24) geschreven worden als:

m -1 c j

m -1 n j

ln(L) = ∑ ∑ (1 - δ j=6,7;W i=1 ) ln f i (j) + ∑ ∑ (1 - δ j=6,7;W i=1 ) ln ( S i (j) − j=1 i=1

j=1 i=1

w6

w7

i=1

i=1

+ ∑ ln(S i (1) + f i (1) / 2 − S i (7)) + ∑ ln ( S i (1) + f i (1) / 2 − S i (8))

f i (j) ) 2

(30)

m -1 n j + c j

−∑

∑ ln (S (1) + f i

i

(1) / 2)

j=1 i=1

Deze waarschijnlijkheidsdichtheid werd gebruikt bij de schattingen. De correctie voor afronding blijkt uiteindelijk enkel nog een invloed te hebben op de rechts gecensureerde intervallen, waar de overlevingskans gecorrigeerd wordt met de term fi(j)/2. Bij een reeksontwikkeling die op een hoger moment afgebroken wordt, wordt ook de uitdrukking voor de niet-gecensureerde intervallen gewijzigd (zie appendix IV.4).

4.2

Specificatie van de hazard functie en niet geobserveerde heterogeniteit

De likelihood in (30) is niet toepasbaar zolang men geen specifieke functionele vorm oplegt aan fi(t) en (tegelijkertijd) aan Si(t). Dat gebeurt in deze sectie. Bij economische toepassingen van duuranalyse is het gebruikelijk de specificatie van de dichtheid fi(t), af te leiden uit een theoretisch vooropgestelde specificatie van de hazard. De hazard is de uitstroomintensiteit gegeven dat men nog werkloos is op moment t en wordt gegeven door:

τ i (t) =

f i (t) S i (t)

(31)

Hoofdstuk 4 : Gegevens en gehanteerde schattingsmethoden

261

Deze hazard komt overeen met de uitstroomintensiteiten afgeleid in appendix IV.1 en is de continue variant van de discrete uitstroomkans uit de werkloosheid afgeleid in afdeling 3. De hazard is wel een intensiteit, maar kan, als gevolg van het verband tussen fi(t) en Si(t)361 enkel waarden aannemen tussen 0 en 1. In sectie 4.2.1 wordt de algemene specificatie van de hazard besproken. Daar wordt ook uitgelegd hoe rekening gehouden wordt met niet-geobserveerde heterogeniteit. In sectie 4.2.2 wordt ingegaan op een aantal concrete specificaties van de relatie tussen de hazard (en overlevingskans) en de doorstane duur in de werkloosheid. Voor een toepassing ervan verwijzen wij naar afdeling 5.

4.2.1

Een proportionele hazardspecificatie met correctie voor niet-geobserveerde heterogeniteit

Wij gaan uit van de volgende proportionele hazard specificatie362:

τ ( θ , xi , vi , t) = vi exp( θ ' xi )τ 0 (t)

(32)

De hazard van individu i is er een functie van de verklarende variabelen (xi), de reeds doorstane duur t en niet-geobserveerde factoren opgevangen door de term vi. De functie τ0(t) geeft het effect van de reeds doorstane duur op de hazard weer. Deze functie wordt vaak aangeduid als de basishazard. De basishazard en de functie met de verklarende variabelen worden bij een proportionele hazard specificatie multiplicatief samengebracht, zo dat er enkel een globale interactie is van het effect van de verklarende variabelen en de doorstane duur op de uitstroomintensiteit. Daardoor wordt uitgesloten dat er een interactie zou bestaan tussen het effect van de reeds doorstane werkloosheidsduur en individuele verklarende variabelen. Door het opnemen van de term vi wordt expliciet rekening gehouden met het bestaan van niet361

362

Zie ook appendix IV.1

Koevoets (1998), die uitgaat van dezelfde specificatie, schrijft dat deze geïntroduceerd werd door Cox (1972). Ook Kiefer (1988) gaat uitvoerig in op de proportionele hazard specificatie.

Hoofdstuk 4 : Gegevens en gehanteerde schattingsmethoden

262

geobserveerde heterogeniteit. Zoals gesteld in afdeling 3 kan die aanleiding geven tot een schijnbaar negatief verband tussen de doorstane duur en de hazard. vi wordt gegenereerd door een dichtheid fV(v). Als keuze voor de verdeling van vi wordt vaak geopteerd voor een gamma verdeling, omdat die leidt tot een mathematisch af te leiden log-likelihood363 en een numeriek te evalueren integraal in de likelihood vermijdt. Zoals Koevoets(1998) nemen wij aan dat het hier gaat om een gamma verdeling met gemiddelde 1 en variantie σv². In hoofdstuk 5 zal expliciet rekening gehouden worden met de mogelijkheid dat die variantie en dus de niet geobserveerde heterogeniteit, verschilt tussen nationale groepen. Het werken met de algemene specificatie in (32) impliceert dat een specificatie gekozen wordt voor τ0(t). Eens de basishazard vastligt kan ook de term vi weggeïntegreerd worden uit de uit τi(t) afgeleide specificaties van Si(t) en fi(t).

4.2.2

De keuze van de basishazard

In deze sectie wordt de concrete functionele vorm van fi(t) en Si(t) afgeleid in het geval van het exponentiële model, het Weibull model en het loglogistische model.

4.2.2.1 Het exponentiële model

De eenvoudigste specificatie voor τ0(t) is het exponentiële model, waarbij τ0(t)=1. Dit is ook de veronderstelling van het jobmarktmodel van hoofdstuk 2 waar voor elk individu i sprake is van een hazard die constant is in de tijd. Dit is geen gekke veronderstelling zolang men rekening houdt

met

het

bestaan

van

niet-geobserveerde

heterogeniteit.

De

geobserveerde

duurafhankelijkheid wordt dan volledig toegeschreven aan niet-geobserveerde heterogeniteit. In het exponentiële model geldt gegeven (32) voor de dichtheidsfunctie voorwaardelijk op vi364:

363 364

Zie bijvoorbeeld Cox en Oakes (1994) en Koevoets (1998).

Dit volgt uit (32) en de veronderstelling van een exponentieel verdeelde duur. Voor het verband tussen de τ(.), f(.) en S(.) bij een exponentiële verdeling van de duur, zie appendix IV.1.

Hoofdstuk 4 : Gegevens en gehanteerde schattingsmethoden f T xi vi (t ,θ , xi , vi ) = [vi exp( θ ' xi )]exp(−[vi exp( θ ' xi )]t )

263

(33)

Het hier beschouwde model is een invulling van wat Cox en Oakes (1994) aanduiden als de “compound exponential distribution”. In die familie van verdelingen wordt ook verondersteld dat de individuele overlevingstijd exponentieel verdeeld is en dat de hazard varieert tussen individuen. De conditionele dichtheid wordt er voorgesteld door: f T P (t ρ ) = ρ exp(− ρt )

(34)

Daarbij is ρ een concrete realisatie van een willekeurige variabele P, met dichtheid fP(.) en gemiddelde ρ0. Het is duidelijk dat (33) als een speciaal geval van dit model kan worden beschouwd, waarbij de concrete realisatie ρ zowel afhangt van de waarde van x, als die van v. De onconditionele dichtheid van de duur T die correspondeert met (34) wordt gegeven door: ∞

f T (t) = ∫ ρ exp(− ρt ) f P ( ρ )dρ

(35)

0

Deze uitdrukking is niet rechtstreeks bruikbaar omdat ρ niet geobserveerd wordt. Cox en Oakes (1994, p 20) geven de oplossing van deze integraal in het geval men fP(.) met de dichtheid van een gamma verdeling met gemiddelde ρ0 en index κ365 laat samenvallen, of als: fP( ρ ) =

(κ / ρ 0 )(κρ / ρ 0 ) κ −1 exp(−κρ / ρ 0 ) Γ(κ )

(36)

De integraal in (35) kan dan opgelost worden tot (Cox en Oakes (1994)):

f T (t) =

κ (κ / ρ 0 ) κ (t + κ / ρ 0 ) κ +1

(37)

Uit (37) volgt, na integratie over t en gegeven dat ST(t)= 1- FT(t):

365

Met een index κ, wordt de variatiecoëfficiënt van de gamma verdeling gegeven door 1/√κ (Cox and Oakes (1994, p 18)).

Hoofdstuk 4 : Gegevens en gehanteerde schattingsmethoden

S T (t) =

(κ / ρ 0 ) κ (t + κ / ρ 0 ) κ

264

(38)

Voor de hazard geldt dan:   ρ0  1 + ρ 0 t / κ 

τ (t) = 

(39)

Gegeven (33) en de veronderstelling dat vi gegenereerd wordt door een gamma verdeling met gemiddelde 1 en variantie σv², geldt ρ0=exp (θ’xi) en κ=1/σv² 366. Daardoor kunnen (37) tot (39) herschreven worden als:   1  f T ( θ , xi , t) = exp( θ ' xi )   1 σ ² exp θ ' ) + ( x t v i  

  1  S T ( θ , xi , t) =   1 σ ² exp θ ' ) + ( x t v i  

τ ( θ , xi , t) =

σ v −2 +1

(40)

(σ v ) −2

exp( θ ' xi ) 1 + σ v ² exp( θ ' xi )t

(41)

(42)

Uit (42) blijkt dat nadat rekening wordt gehouden met niet-geobserveerde heterogeniteit de observeerbare hazard inderdaad een negatieve functie van de doorlopen duur is. De werkloosheidsduur is immers nauw verbonden met de niet-geobserveerde kenmerken die de uitstroomkansen bepalen. In afdeling 5 worden de resultaten van dit model met een exponentiële hazard mét correctie voor niet geobserveerde heterogeniteit met een gamma verdeling vergeleken met die van de volgende parametrische verdelingen.

366

Voor een bewijs hiervan, op basis van een alternatieve afleiding van (41), verwijzen wij naar appendix IV.5

Hoofdstuk 4 : Gegevens en gehanteerde schattingsmethoden

265

4.2.2.2 Het Weibull model In het Weibull model367 wordt de theoretische hazard gegeven door:

τ ( θ , xi , vi , t) = vi exp( θ ' xi )αt α −1

(43)

Als α < 1 hangt de uitstroomintensiteit in negatieve zin af van de reeds doorstane werkloosheidsduur t, als α > 1 geldt het tegenovergestelde. Als α=1 dan komt het Weibull model neer op het exponentiële model. Als men opnieuw rekening houdt met niet geobserveerde heterogeniteit is het Weibull dus een veralgemening van het model behandeld in de vorige sectie. De overlevingsfunctie die hoort bij deze specificatie wordt gegeven door: S T ( θ , xi , vi , t) = exp(−vi exp( θ ' xi )t α )

(44)

Als vi komt uit een gamma verdeling met gemiddelde 1 en variantie σV², dan leidt het wegintegreren van vi , tot368:

 1  S T ( θ , xi , t) =   1+ (σ )² exp( θ ' x )t α v i 

   

(σ v ) −2

(45)

Uit (45) volgt, na differentiatie naar t van 1-S(θ, xi, t):  1  α −1 f T ( θ , xi , t) = αt exp( θ ' xi )   1+ (σ )² exp( θ ' x )t α v i 

   

(σ v ) −2 +1

(46)

Uit de toepassing van (31) volgt dan:

αt α −1 exp( θ ' xi ) τ ( θ , xi , t) = 1 + (σ v )² exp( θ ' xi )t α

367

Zie ook Kiefer (1988)

368

Bij het integreren naar v is t een constante, zodat (45) een veralgemening is van (41).

(47)

Hoofdstuk 4 : Gegevens en gehanteerde schattingsmethoden

266

De observeerbare duurafhankelijkheid van de hazard volgt uit een combinatie van een theoretische duurafhankelijkheid met niet geobserveerde heterogeniteit. Dit brengt het probleem van de juiste identificatie van de geobserveerde duurafhankelijkheid van de hazard naar voor. Het is niet zonder meer duidelijk in welke mate die toe te schrijven is aan niet-geobserveerde heterogeniteit en in welke mate aan een werkelijke duurafhankelijkheid van de hazard. Dit probleem rijst ook bij de interpretatie van uitdrukking in (42). Wij hebben die wel afgeleid uitgaande van een exponentiële verdeling met niet-geobserveerde heterogeniteit, maar het is ook mogelijk dat er feitelijk nauwelijks heterogeniteit overblijft en dat de werkelijke hazard er uitziet zoals in (43), maar dan met vi altijd gelijk aan 1. Omgekeerd is het ook mogelijk dat de nietgeobserveerde heterogeniteit de enige verklaring is van de duurafhankelijkheid, maar dat de vi ’s niet gegenereerd worden door een gamma verdeling, maar door een verdeling die leidt tot een hazard die ongeveer de vorm heeft van een Weibull verdeling. In de praktijk legt de ML-schatter de duurafhankelijkheid bij die verdeling die het best past bij de data. Zo bleek uit een schatting met drie parameters (de constante term in exp(θ’xi), σj en α) en met de specificatie in (47) dat, bij Belgische mannen uit het lager secundair beroeps, de parameter uit de Weibull-verdeling een groot deel van de duurafhankelijkheid op zich nam (met const=-0.199, α=0.613 en σv²=0.139). Bij dezelfde schatting voor de Marokkaanse mannen was het vooral de parameter uit de Gamma verdeling die de (kleinere) globale duurafhankelijkheid opnam (met const=-1.484, α=0.989 en σv²=0.302). Hieruit besluiten dat er meer niet-geobserveerde heterogeniteit is bij de Marokkanen is op niets gebaseerd, aangezien het moeilijk uit te maken is of de niet-geobserveerde heterogeniteit wel beantwoordt aan het patroon van een gamma verdeling en of de werkelijke duurafhankelijkheid gegeven wordt door een Weibull verdeling of niet. Volgens Kiefer (1988), die zich zelf baseert op Elbers en Ridder (1982), kan dit probleem van identificatie opgelost worden in de context van een proportionele hazard door verklarende variabelen op te nemen in één van de verdelingen FV(v), of FT(t | v) die niet voorkomen in de andere verdeling. In de praktijk gaat de aandacht meestal niet uit naar de niet-geobserveerde heterogeniteit, zodat daarin geen verklarende variabelen worden opgenomen. Vanuit onze theorie is het echter juist wel logisch om verklarende variabelen op te nemen in FV(v), of die ten minste te laten variëren tussen nationale

Hoofdstuk 4 : Gegevens en gehanteerde schattingsmethoden

267

groepen369. Wij hebben daarentegen geen intuïtie over verschillen in de individuele duurafhankelijkheid, dat wil zeggen in de basishazard, tussen nationale groepen. Dat maakt het zinvol om bij een gezamenlijke schatting met meerdere nationaliteiten α constant te houden370, maar toe te laten dat de geschatte σV² ’s verschillen tussen de nationale groepen. Deze aanpak laat toe de verschillende geschatte σV² ’s tussen nationale groepen met elkaar te vergelijken. Wel blijft het gevaarlijk de geschatte σV² ’s te interpreteren als de enige maatstaf van niet geobserveerde heterogeniteit en de α enkel als maatstaf van de individuele duurafhankelijkheid371. Ondanks de suggestie van Kiefer(1988) geloven wij dus niet dat het werken met verklarende variabelen (hier de nationaliteit) in enkel de verdeling FV(v) en niet in de basishazard echt het identificatieprobleem oplost. Een andere aanpak is rechtstreeks te werken met uitdrukking (43) voor de hazard en (44) voor de overlevingsfunctie met weglating van de vi’s. Het gedeelte van de hazard dat de duurafhankelijkheid voorstelt moet daarbij niet als de basishazard in (32) worden geïnterpreteerd. Het is een duurafhankelijkheid veroorzaakt door een niet-geëxpliciteerde verdeling FV(v). De variantie van die verdeling is negatief verbonden met α. Als wij dus constateren dat de duurafhankelijkheid sterk verschilt tussen groepen met een verschillende µj, dan schrijven wij dat volledig toe aan een verschillende niet-geobserveerde heterogeniteit. Hieronder wordt het log-logistische model voorgesteld, de overlevingsfunctie en dichtheidsfunctie worden er afgeleid zonder rekening te houden met de v ‘s, maar de interpretatie is dezelfde als die van het Weibull-model.

369

Wij voorspellen namelijk dat de niet-geobserveerde heterogeniteit groter is bij groepen met hoge µ*j’s (zie hoofdstuk 5).

370 371

In het geval van het exponentiele model wordt α niet geschat maar gelijk gesteld aan 1.

Beschouw terug de gegevens over de Belgische en Marokkaanse mannen uit het LSB. Bij gezamenlijke schatting met identieke α is het waarschijnlijk dat de gezamenlijke α dicht bij die van de Belgen: 0.613 ligt. Noodgedwongen liggen dan ook de geschatte σv²’s dicht bij 0.139. Hieruit besluiten dat de geobserveerde duurafhankelijkheid van de hazard hoofdzakelijk toe te schrijven is aan een werkelijke duurafhankelijkheid is echter gevaarlijk omdat, zoals de sterk verschillende resultaten bij de Marokkanen bij afzonderlijke schatting aangeven, de vraag welke parameter (α of σv²) het grootste deel van de duurafhankelijkheid opneemt sterk afhangt van welke functionele vorm het meest aansluiting vindt bij de concrete data (zie verder afdeling 5).

Hoofdstuk 4 : Gegevens en gehanteerde schattingsmethoden

268

4.2.2.3 Het Log-logistische model

In het log-logistische model zonder expliciete correctie voor niet-geobserveerde heterogeniteit wordt de theoretische hazard gegeven door372: exp( θ ' xi )αt α −1 τ ( θ , xi , t) = 1 + t α exp(θ ' xi )

(48)

Als α > 1 hangt de uitstroomintensiteit eerst in positieve en daarna in negatieve zin af van de duur. Bij 0 < α ≤ 1 daalt de hazard altijd in functie van de duur. De overlevingsfunctie is dan: S( θ , xi , t) =

1 1 + exp( θ ' xi )t α

(49)

Uit (49) volgt, na differentiatie naar t van 1-S(θ, xi, t): f( θ , xi , t) = αt α −1 exp( θ ' xi )

1 1 + exp( θ ' xi )t α

(50)

In dit model is de hazard niet noodzakelijk steeds een stijgende functie van de duur.

5 Vergelijking van de parametrische en niet-parametrische schatting van de baseline hazard In deze afdeling worden de resultaten van een schatting met het exponentiële model met een correctie voor niet-geobserveerde heterogeniteit, het Weibull (met en zonder expliciete correctie

372

Zie Kiefer (1988) en Cox en Oakes (1994). De auteurs verantwoorden het gebruik van deze verdeling op basis van de relatief eenvoudige uitdrukkingen voor de overlevingsfuncfie, dichtheidsfunctie en hazard die eruit volgen.

Hoofdstuk 4 : Gegevens en gehanteerde schattingsmethoden

269

voor niet geobserveerde heterogeniteit) en het log-logistische model vergeleken met de resultaten van de Kaplan-Meier schatter. In sectie 5.1 worden de resultaten van de parametrische schattingen op basis van de likelihood in (30) besproken en vergeleken met de Kaplan-Meier schatter. In sectie 5.2 worden de resultaten gebaseerd op een likelihood die enkel corrigeert voor rechtse censurering én op basis van een likelihood met een meer precieze correctie voor het probleem van discrete waarnemingenen (Taylor expansie in twee ronden) besproken.

5.1

Vergelijking tussen parametrische en niet-parametrische schatting voor groep niet in wachttijd

De parametrische schattingen werden uitgevoerd door de in sectie 4.2.2 afgeleide uitdrukkingen voor fi(t) en Si(t) van het gekozen model (exponentieel, Weibull met of zonder correctie, of loglogistisch) in te vullen in de log likelihood afgeleid in (30). De groep die diende als basis voor de vergelijking is die van Belgische mannen in het Vlaamse Gewest, niet in wachttijd373, jonger dan 25 jaar bij het begin van de werkloosheid en afkomstig uit het lager secundair beroeps. Er wordt nog geen gebruik gemaakt van verklarende variabelen, zodat

het vectorproduct

θ’xi

gereduceerd wordt tot één parameter θ0. De maximalisering van de likelihood werd gerealiseerd in TSP. Dat leidde tot de geschatte parameters en log likelihoods voorgesteld in tabel 4.5. Tabel 4.5: Resultaten van een parametrische schatting zonder verklarende variabelen schattingsresultaten voor 12380 Belgische mannen in het Vlaams gewest, jonger dan 25 jaar en uit het LSB a Weibull

Loglogistisch

θ0

-0.036(.035)

-0.776(0.039)

α

0.481(.011)

1.319(0.018)

σv² LogL a

-26639.7

-26744.4

Exponentieel+gamma

Weibull +gamma

(heterogeniteit)

(heterogeniteit)

-0.618(0.025)

-0.199 (0.058) 0.613 (0.041)

0.542(0.017)

0.139 (0.043)

-26669.7

-26633.8

tussen haakjes staan standaardfouten

373

Voor parametrische schattingsresultaten voor de groep in wachttijd verwijzen wij naar hoofdstuk 5.

Hoofdstuk 4 : Gegevens en gehanteerde schattingsmethoden

270

Bemerk dat, op de schatting van het Weibull model met heterogeniteit na, er slechts twee te schatten parameters overblijven bij al deze modellen. Het Weibull model met heterogeniteit is een veralgemening van zowel het Weibull model374 als het exponentiële met heterogeniteit. Dat blijkt ook uit de hogere loglikelihood behaald in het Weibull model met heterogeniteit. De uitbreiding van het Weibull model zonder heterogeniteit naar dat met heterogeniteit leverde nauwelijks een verbetering van de likelihood op. Dat was wel het geval voor de veralgemening van het exponentiële model (met α=1) naar het Weibull model met heterogeniteit. Het Weibull model lijkt dus beter aansluiting te vinden bij de gegevens dan het exponentiële model. Dit resultaat moet echter genuanceerd worden als men het grafisch verloop van de hazard in functie van de doorstane werkloosheidsduur beschouwt. Figuur 4.5 toont het verloop van de hazard in de 4 modellen voor een periode van 35 maand.

Figuur 4.5: de hazard bij parametrische en niet parametrische schatting resultaten voor Belgische mannen jonger dan 25 jaar, LSB, niet in wachttijd 0,5 0,45 0,4 0,35 KAPL MEIER

ha 0,3 za 0,25 rd

WEIBUL LOGLOG EXPON + GAMMA

0,2

WEIBUL+GAMMA

0,15 0,1 0,05 0

1

4

7

10 13 16 19 22 25 28 31 34

maanden

374

Door het nemen van de limiet van (45) voor σv² gaande naar 0 verkrijgt men opnieuw de overlevingsfunctie in het Weibull model zonder correctie voor heterogeniteit (zoals gegeven in (44) met vi=1).

Hoofdstuk 4 : Gegevens en gehanteerde schattingsmethoden

271

In de figuur is ook het resultaat van de Kaplan-Meier schatter hernomen. De parametrische schatting leidt tot een uitvlakking van het bobbelige resultaat dat geleverd werd door de KaplanMeier schatter. Ondanks het feit dat de relatie tussen de doorstane duur en de hazard slechts door twee parameters vastgelegd wordt, sluiten de resultaten van de parametrische schatting vrij goed aan bij die van de Kaplan-Meier schatting. Het is echter niet zo eenvoudig om te stellen welk van de parametrische modellen best aansluiting vindt met de Kaplan-Meier schatter. Tussen de 2de en de 9de maand vinden de twee versies van het Weibull model minstens even goed aansluiting bij de Kaplan-Meier schatter als het exponentiële en het loglogistische model. Vanaf de 10de maand echter, snijdt de curve voor het exponentiële model met heterogeniteit de resultaten van de niet-parametrische schatting precies doormidden, terwijl de schattingen voor het Weibull model tot een overschatting van de hazard en die voor het loglogistische model tot een onderschatting van de hazard aanleiding geven. Een verklaring hiervoor is dat observaties met een langere duur een geringere impact hebben op de likelihood in het Weibull model met α < 1 (zoals dat hier het geval is) dan in het exponentiële model (met α = 1)375. Het is interessant om in dit verband te kijken naar het reeds eerder gerapporteerde resultaat van het Weibull model mét correctie voor heterogeniteit voor de groep van Marokkaanse mannen, namelijk θ0=-1.484, α=0.989 en σv²=0.302. Bij deze groep sluit het exponentiële model, mits correctie voor heterogeniteit wél erg goed aan bij de data, aangezien, bij een vrije schatting, α er nauwelijks afwijkt van 1. Dat de ML-schatter hier opteert voor het exponentiële model is zeker niet vreemd aan het veel groter aantal individuen met een langere werkloosheidsduur in deze groep (zie hoofdstuk 5)376. Alle parametrische schattingen leiden tot een overschatting van de hazard ten opzichte van de Kaplan-Meier schatter bij duren tot 3 maand. Bij 1 maand is de afwijking het grootst bij het Weibull model zonder correctie voor heterogeniteit. De afwijking met de Kaplan-Meier schatter

375

Beschouw bijvoorbeeld uitdrukkingen (A.IV.10) en (A.IV.11) in appendix IV.1. De duur t verschijnt daar enkel in de likelihood in de vorm tα-1 of tα. In het geval 0<α<1 zijn die uitdrukkingen altijd kleiner dan t zelf (in het exponentiële model), waardoor de impact van observaties met een langere duur op de likelihood minder groot is dan in het exponentiële model.

376

Omdat er bij de Marokkanen minder intervallen van een kleine duur zijn is het verlies aan likelihood door minder sterk rekening te houden met intervallen van een kleine duur kleiner dan bij de Belgen.

Hoofdstuk 4 : Gegevens en gehanteerde schattingsmethoden

272

bij zeer kleine duren volgt rechtstreeks uit de gekozen specificatie van de hazard. Zo gaat in het Weibull model, zodra α <1, de hazard naar +∞ als t naar nul gaat (zie uitdrukking (47)). In het exponentiële model gaat de hazard naar exp(θ0) als t naar 0 gaat, (zie (42)). In het loglogistische model gaat de hazard naar 0 als t naar 0 gaat (zie (48)). Dat wordt bereikt door een positieve duurafhankelijkheid van de hazard bij erg kleine duren. Bij deze schatting was er echter nog steeds een negatieve duurafhankelijkheid van de hazard bij t=1. Men kan zich vragen stellen bij de theoretische zinvolheid van een hazard die naar nul gaat bij extreem kleine duren. Het resultaat van het exponentiële model is in dit verband het meest aantrekkelijk. Bij de parametrische schattingen in hoofdstuk 5 zal uitsluitend gewerkt worden met het exponentiële model mét correctie voor heterogeniteit. Enkele redenen daarvoor zijn: (1) Het exponentiële model is conform de veronderstelling in hoofdstuk 2 van een constante hazard voor elk individu. (2) Het exponentiële model legt de oorzaak van de geobserveerde duurafhankelijkheid uitsluitend bij de niet geobserveerde heterogeniteit, wat een toetsing van een aantal van de theorieën i.v.m. statistische discriminatie, die implicaties hebben met betrekking tot verschillen in heterogeniteit tussen nationale groepen, vereenvoudigt (zie hoofdstuk 3 en 5). (3) Het exponentiële model met heterogeniteit sluit voldoende aan bij de data, vooral voor groepen met relatief lange werkloosheidsduur377. (4) Het toevoegen van additionele parameters, zoals de α van het Weibull model, geeft geen oplossing voor het identificatieprobleem, omdat onduidelijk is welke parameter het individuele duureffect en welke het effect van heterogeniteit opneemt. (5) Wij vinden evidentie in hoofdstuk (5) dat het opnemen van meer verklarende variabelen leidt tot lagere geschatte σV²’s, wat er op wijst dat niet geobserveerde heterogeniteit zeker mee verantwoordelijk is voor de geobserveerde duurafhankelijkheid van de hazard. Tegenover de bovenstaande argumenten staat uiteraard het resultaat dat bij schatting met het Weibull model met correctie voor heterogeniteit voor de Belgische mannen (zie tabel 4) de α uit de Weibull verdeling significant verschilt van 1. Het Weibull model met heterogeniteit is, met

377

Bij Marokkaanse mannen jonger dan 25 uit het lager secundair beroeps is in het Weibull model met correctie voor heterogeniteit α=0.989, wat niet significant verschilt van 1.

Hoofdstuk 4 : Gegevens en gehanteerde schattingsmethoden

273

minstens 3 parameters, algemener dan het exponentiële model met heterogeniteit, wat een meer flexibele aanpassing aan de data toelaat. De resultaten van het Weibull model zijn echter ook veel gevoeliger voor de correctie die werd uitgevoerd voor de niet observatie van sommige kleine intervallen. Dat wordt aangetoond in de volgende sectie, waar op het grote belang van de correcties voor het waarnemingsschema geïncorporeerd in (30) wordt ingegaan.

5.2

Het belang van de correcties voor het waarnemingsschema

De likelihood in (30) omvat correcties voor censurering, afronding (of discrete waarneming) en niet observatie van kleine intervallen378. Daarmee wordt de overgang gemaakt van de geobserveerde duur j (in telmaanden) naar de echte duur t, waarop de overlevingsfunctie ST(t) en dichtheidsfunctie fT(t) gebaseerd zijn. De correcties voor afronding en (vooral) de niet observatie van kleine intervallen bleken daarbij belangrijk en noodzakelijk. Om dat aan te tonen worden in tabel 4.6 de resultaten gegeven van verschillende modellen op basis van een likelihood die enkel rekening houdt met het bestaan van rechtse censurering. Tabel 4.6: Resultaten van een parametrische schatting met enkel correctie voor rechtse censurering, resultaten voor 12380 Belgische mannen < 25 jaar , LSB, in het Vlaams gewest* Weibull

Loglogistisch Exponentieel (+gamma voor Weibull (+gamma voor

θ0

-1.480(.016)

-1.763(0.02)

α

0.984(.006)

1.857(0.014)

σv² LogL

-29380.9

-27506.6

heterogeniteit)

heterogeniteit)

-1.26952(0.013)

-

0.2313 (0.010)

-

-28950.7

Geen convergentie

* tussen haakjes staan standaardfouten

De loglikelihood waarop deze schattingen gebaseerd zijn is379:

378

Voor werklozen in wachttijd wordt ook voor de waarnemingsproblemen die hiermee verband houden gecorrigeerd, maar de impact hiervan wordt verder besproken in hoofdstuk 5.

379

Net zoals in tabel 4.5 gebeurde de schatting voor een groep niet in wachttijd, zodat δj=6,7,Wi=1=0.

Hoofdstuk 4 : Gegevens en gehanteerde schattingsmethoden

m -1 n j

m -1 c j

j=1 i=1

j=1 i=1

ln(L) = ∑ ∑ ln f i (j) + ∑ ∑ ln ( S i (j))

274

(51)

Deze likelihood is veel eenvoudiger dan die in (30) omdat er alleen rekening gehouden wordt met rechtse censurering. De geschatte waarden van de parameters van de verschillende modellen wijken zeer sterk af van die in tabel 4.5. Vooral het verschil gevonden bij de twee versies van het Weibull model is opmerkelijk. Waar er in tabel 4.5 duidelijk sprake is van negatieve duurafhankelijkheid in het Weibull model met 2 parameters (met α=0.481), blijft daar nu (met α=0.984) haast niets van over. In het Weibull model met correctie voor heterogeniteit werd zelfs geen convergentie meer bereikt. De maximalisering werd stilgelegd na 7 rondes met zeer hoge (maar onstabiele) waarden voor α én σV²380. De waarde verkregen voor de loglikelihood in de overige schattingen, die wel convergeerden, is veel lager dan in tabel 4.5. Omdat het hier om een andere likelihoodfunctie gaat is die vergelijking echter niet noodzakelijk zinvol. Wat wel kan is opnieuw het verloop van de hazard vergelijken met dat van de Kaplan-Meier schatter. Dat gebeurt in figuur 4.6. Daar kan men constateren dat alle parametrische modellen resultaten genereren die ver verwijderd zijn van die van de Kaplan-Meier schatter. Het probleem is het ergst in het Weibull model, dat volledig de negatieve duurafhankelijkheid van de hazard mist. Dit resultaat kan als volgt verklaard worden. Als men enkel corrigeert voor rechtse censurering, doet men alsof de werkelijke dichtheid f(t) samenvalt met de geobserveerde dichtheid van j. Als er enkel een probleem geweest was van afronding dan was de gemaakte fout eerder klein (zie verder). Het probleem is echter dat in de verdeling van de j’s (gegeven door 1, 2, 3,…) geen waarden kleiner dan 1 voorkomen, terwijl de dichtheden afgeleid in sectie 4.2.2 juist wel het bestaan van een relatief groot aandeel van deze zeer kleine intervallen impliceren.

380

Er werden pogingen met verschillende beginwaarden gedaan. De hoge waarden voor α en σV² hingen af van de run en compenseerden elkaar. Bij de run vertrekkende van α=0.984, σV²=0.001, θ0=-1.48, wat dicht bij het resultaat van Weibull zonder heterogeniteit is, stopte het proces bij α=12.69, σV²=14.69, θ0=-1.13.

Hoofdstuk 4 : Gegevens en gehanteerde schattingsmethoden

275

Figuur 4.6: Een parametrisch geschatte hazard met enkel correctie voor rechtse censurering Resultaten voor Belgische mannen jonger dan 25 jaar, LSB, niet in wachttijd.

0,4 0,35 0,3 0,25 ha zar d

KAPL MEIER WEIBUL

0,2

LOGLOG EXPON+GAMMA

0,15 0,1 0,05 0

1

5

9

13

17

21

25

29

33

maanden

Het negatieve verloop van de hazard zou normaal tot een lage α in het Weibull model moeten leiden. De ML-schatter vindt evenwel geen intervallen met een duur tussen 0 en 1, terwijl een Weibull-specificatie in het geval van α <1 juist impliceert dat de dichtheid daar het hoogst is. De schatting met het exponentiële model met correctie voor heterogeniteit, die altijd tot een monotoon dalende hazard leidt, kent hetzelfde probleem. De log-logistische specificatie is flexibel genoeg om een stijgend gedeelte in de hazard te vinden, maar iets dergelijks wordt niet ondersteund door het werkelijke verloop van de hazard. Niet corrigeren voor het waarnemingsschema zou dus leiden tot het verwerpen van de drie modellen. Uit figuur 4.5 blijkt echter dat de beschouwde modellen wel aansluiting vinden met het verloop van de hazard uit de Kaplan-Meier schatting als men de likelihood in (30) gebruikt. De likelihood in (30) houdt er expliciet rekening mee dat, door het systeem van de maandelijkse stockopnamen van het werklozenbestand, een aantal in werkelijkheid bestaande kleine intervallen niet geobserveerd worden. De schatting wordt zo niet meer gehinderd door een foutieve interpretatie van de j’s als t’s, waarbij het niet voorkomen van j <1 betekent dat er in de werkelijkheid geen duren van een paar dagen of weken bestaan.

Hoofdstuk 4 : Gegevens en gehanteerde schattingsmethoden

276

Verder wordt er in (30) rekening mee gehouden dat gecensureerde intervallen met een geobserveerde duur van j feitelijk een duur tussen j en j+1 hebben. In vergelijking met de correctie voor de niet-observatie van kleine intervallen in de likelihood heeft die voor afronding echter een geringe impact op de resultaten. Zo leidde een schatting van het Weibull model (zonder heterogeniteit) met een likelihood met correctie voor rechtse censurering én afronding tot een θ0 van –1.482 en een α van 0.981. Dit resultaat wijkt nauwelijks af van dat met een log likelihood met enkel correctie voor rechtse censurering. Het grote verschil is dus toe te schrijven aan de correctie voor de niet geobserveerde kleine intervallen. Er kunnen twee opmerkingen gegeven worden op dit resultaat. De eerste is dat er nog onvoldoende gecorrigeerd werd voor het waarnemingsschema. Zo werd er, als gevolg van de afkapping van de Taylor expansie in (25) na de eerste ronde, niet gecorrigeerd voor het probleem van discrete waarneming bij niet gecensureerde intervallen. Een verbetering van de likelihood in (23), door preciezer te corrigeren voor afronding (door de Taylor expansie uit te breiden tot de tweede ronde) leidde bij het exponentiële model tot een gunstiger likelihood-waarde381, maar ook tot een iets grotere afwijking tussen de parametrische schattingen en de Kaplan-Meier schattingen bij lagere werkloosheidsduur. Het probleem van de afwijking tussen de parametrische schattingsresultaten en de Kaplan-Meier schatter ligt dan ook niet bij een onvolmaakte correctie voor het waarnemingsschema, maar bij de specificatie van de hazard in het Weibull, loglogistische en exponentiële model. Dat is ook de tweede opmerking: de voorgestelde specificaties, zelfs die van het exponentiële model met een gamma verdeling voor heterogeniteit, zijn niet in staat de echte hazard na een kleine werkloosheidsduur van 0 tot 3 maanden te benaderen382. Wij erkennen dit probleem, maar zien niet direct een oplossing (=een andere specificatie) die tegelijkertijd parametrische schatting en 381

Bij toepassing voor de groep werklozen in tabel 4.4 en 4.5 was het resultaat voor het exponentiële model met heterogeniteit σV²=0.63(0.02), θ0=-0.44(0.03), met likelihood -25410.7. Dit geeft een hogere hazard bij de start.

382

De Kaplan-Meier schatter benadert de echte hazard beter, maar is ook niet precies omdat een werkelijke duur van j maand niet overeenstemt met een geobserveerde duur van j. Als het jde telmoment geïnterpreteerd wordt als een exacte duur van t=j dan is rj een onderschatting van rt, omdat gecensureerde intervallen met een gerapporteerde duur j een werkelijke duur van j tot j+1 hebben en niet, zoals bij de niet gecensureerde intervallen een duur tussen j-1 en j+1. Bij de interpretatie van h*j =nj/rj als h(t=j) is er daardoor een lichte overschatting van de echte hazard bij t=j.

Hoofdstuk 4 : Gegevens en gehanteerde schattingsmethoden

277

een handige interpretatie van de resultaten mogelijk maakt. Men kan uit deze resultaten wel een bijkomend argument halen voor het gebruiken van het exponentiële model. Zoals geïllustreerd in figuur 4.6 is het Weibull model, waarin (met α <1) observaties met een kleine duur een groter gewicht krijgen, gevoeliger dan het exponentiële model voor de correctie voor niet geobserveerde intervallen. Aangezien niet kan uitgesloten worden dat deze correctie imperfect is (over niet geobserveerde intervallen is het nu eenmaal niets met zekerheid te zeggen), is het voorzichtiger verder te schatten met het exponentiële model met heterogeniteit. Dat er in dat model maar één parameter is die de duurafhankelijkheid van de hazard weergeeft, vergemakkelijkt ook de vergelijking tussen nationaliteiten.

6 Besluit In dit hoofdstuk werden twee methodes gepresenteerd om de hazard (of uitstroomintensiteit uit de werkloosheid) te schatten. De eerste is de niet-parametrische product-limiet of KaplanMeier schatter. Het voordeel van die methode is dat ze geen restricties oplegt aan de relatie tussen de (discrete) hazard en de reeds doorstane duur. Wij toonden aan dat de uitstroomintensiteit een negatieve functie is van de doorstane duur bij de groep van Belgische mannen in Vlaanderen jonger dan 25 jaar uit het lager secundair beroeps. Dit roept de vraag op naar de interpretatie van dit resultaat. Als het gaat om een negatieve duurafhankelijkheid van de individuele hazard dan is het jobmarktmodel afgeleid in hoofdstuk 2, waarin gewerkt wordt met een constante individuele hazard, foutief. De geobserveerde negatieve duurafhankelijkheid kan echter ook toegeschreven worden aan niet geobserveerde heterogeniteit. Daarbij wordt erkend dat de groep die de basis vormt van de schatting bestaat uit deelgroepen met een verschillende uitstroomkans uit de werkloosheid. De groepen met de hoogste uitstroomkansen stromen het snelst weg en laten die met lagere uitstroomkansen achter. Als men ten onrechte aanneemt dat een groep homogeen is en de hazard schat met de Kaplan-Meier schatter, dan lijkt het alsof er sprake is van negatieve duurafhankelijkheid, terwijl er mogelijk enkel sprake is van heterogeniteit. Dit is één van de

Hoofdstuk 4 : Gegevens en gehanteerde schattingsmethoden

278

zwakke punten van de gebruikte Kaplan-Meier schatter. Voor de schatting van de uitstroomkansen heeft die behoefte aan een grote “homogene” groep. Dit verhindert het opnemen van veel verklarende variabelen, waardoor de niet geobserveerde heterogeniteit automatisch hoger wordt. Mede om dit probleem aan te pakken, maar ook om de niet geobserveerde heterogeniteit expliciet te modelleren en de omvang ervan te kunnen schatten383, werd in dit hoofdstuk ook een parametrische schattingsmethode afgeleid. Net zoals de Kaplan-Meier schatter doet deze parametrische schattingsmethode een beroep op de maximum likelihood techniek. In tegenstelling tot bij de Kaplan-Meier schatter, waar een correctie voor rechtse censurering volstaat, is het bij parametrische schatting noodzakelijk expliciet rekening te houden met de problemen gesteld door de waarneming van de werkloosheidsduur. Het RVA-bestand is gebaseerd op maandelijkse stockopnamen van de populatie werklozen. De levensloop van een individuele werkloze kan er gevolgd worden via zijn tewerkstellingsnummer. Het systeem van maandelijkse stockopnamen impliceert dat een aantal kleine intervallen van minder dan 1 maand niet geobserveerd wordt. Het impliceert ook dat een geobserveerde duur van j maand bij niet gecensureerde intervallen wijst op een werkelijke duur tussen j-1 en j+1 maanden en bij gecensureerde intervallen op een werkelijke duur van j tot j+1 maand. Wij leidden een likelihood (uitdrukking (30)) af die rekening houdt met deze problemen. De likelihood houdt ook rekening met een meetprobleem bij werklozen in wachttijd. Het uitstroommoment tijdens de wachttijd wordt slecht gemeten. Dat komt omdat die groep niet verplicht is deel te nemen aan de tweemaandelijkse stempelcontrole. De likelihood in (30) werd afgeleid zonder een specifieke verdeling voor de overlevingsfunctie in de werkloosheid voorop te stellen. Dat heeft het voordeel dat verschillende specificaties voor de hazard en de er uit voortvloeiende overlevingsfunctie S(t) en dichtheidsfunctie f(t) kunnen worden uitgeprobeerd. In afdeling 5 werden de schattingsresultaten voor verschillende van de in de literatuur naar voor geschoven modellen gepresenteerd: het Weibull en het loglogistische

383

Dit omdat wij vanuit onze theorie voorspellingen kunnen doen inzake verschillen in niet geobserveerde heterogeniteit tussen nationale groepen.

Hoofdstuk 4 : Gegevens en gehanteerde schattingsmethoden

279

model384, het exponentiële model met correctie voor heterogeniteit385 en het Weibull model met correctie voor heterogeniteit386. Wij toonden aan dat het erg belangrijk is te corrigeren voor de niet-observatie van kleine intervallen bij parametrische schattingen met de RVA-gegevens. Zonder deze correctie wijkt de parametrisch geschatte hazardfunctie te sterk af van het verloop van de hazardfunctie dat kan bepaald worden op basis van de Kaplan-Meier schatter. Na een vergelijking verkiezen wij bij de parametrische schattingen in hoofdstuk 5 uitsluitend te werken met het exponentiële model mét correctie voor heterogeniteit. De redenen daarvoor zijn: (1) Het exponentiële model is conform de veronderstelling (in hoofdstuk 2) van een constante hazard voor elk individu. (2) Het legt de oorzaak van de geobserveerde duurafhankelijkheid uitsluitend bij de niet geobserveerde heterogeniteit, wat een toetsing van een aantal van de theorieën i.v.m. statistische discriminatie mogelijk maakt (zie hoofdstuk 3 en 5). (3) Het exponentiële model sluit voldoende aan bij de data, vooral voor een studie van de uitstroomintensiteit bij groepen met relatief lange werkloosheidsduur. (4) Het toevoegen van additionele parameters, zoals de α van het Weibull model, bemoeilijkt de vergelijking inzake verschillen in heterogeniteit tussen groepen en geeft geen oplossing voor het identificatieprobleem. Dat laatste is zo omdat onduidelijk blijft welke parameter het individuele duureffect en welke dat van heterogeniteit opneemt. (6) Wij vinden evidentie in hoofdstuk (5) dat het opnemen van meer verklarende variabelen leidt tot lagere geschatte σV²’s, wat aantoont dat niet geobserveerde heterogeniteit mee verantwoordelijk is voor de geobserveerde duurafhankelijkheid van de hazard. (7) Het exponentiële model is minder gevoelig aan de correcties voor het waarnemingsschema (zoals die voor de niet observatie van kleine intervallen) dan het Weibul model.

384

Zie Cox en Oakes (1994) en Kiefer (1988).

385

Zie Cox en Oakes (1994) en Koevoets (1998).

386

Dat laatste model werd hier afgeleid en is een veralgemening van zowel het Weibull model als het exponentiële model met heterogeniteit gegeven door een gamma verdeling.

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

280

Hoofdstuk 5 Een vergelijking tussen Belgen en vreemdelingen op basis van werkloosheidsgegevens.

In dit hoofdstuk worden een aantal van de stellingen van deel 1 getoetst met RVA-data over de werkloosheidsduur en de herinstroomkans in de werkloosheid van Belgen, Nederlanders, Italianen, Marokkanen en Turken in het Vlaams Gewest. De gegevens laten toe een onderscheid te maken tussen nationaliteiten, en niet, zoals in de theoretische hoofdstukken, tussen nationale groepen. Voor de beschouwde periode (19891993) was het verschil tussen de nationale groep en de nationaliteit kleiner dan nu het geval is387. Toch moet hiermee rekening gehouden worden bij de interpretatie van de resultaten. Belangrijk is verder dat er enkel gewerkt werd met de groep werklozen met een Belgisch diploma tussen 18 en 30 jaar bij het begin van de werkloosheid388. De voorwaarde van het hebben van een Belgisch diploma zorgt er, in combinatie met de leeftijdsgroep, voor dat het hier voornamelijk om in België geboren en/of opgegroeide (klein)kinderen van immigranten gaat. De uitstroomkans uit de werkloosheid en de herinstroomkans in de werkloosheid wordt 387

Op basis van bevolkingsonderzoek voor 12 gemeenten vond Van den Broeck (1999b) dat in december 1998 op 22871 leden van de Magrebijns-Turkse bevolkingsgroep tussen 18 en 30 jaar (toebehoren bepaald op basis van de naam) nog 51,6% de betreffende vreemde nationaliteit had. In de leeftijdsgroep tussen 28 en 40 jaar was in december 1998 nog 69% vreemdeling. In december 1988, net voor onze observatieperiode (1989-1993) was het percentage vreemdelingen dus hoger dan 69%. Het aandeel vreemdelingen verkleint immers door naturalisering.

388

Dat was ook noodzakelijk door de afwezigheid van gegevens over diploma ’s behaald in het buitenland.

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

281

in dit hoofdstuk geschat met de parametrische en niet-parametrische methodes afgeleid in hoofdstuk 4. De schatting gebeurt afzonderlijk voor elke nationaliteit. Er wordt getoetst of statistische discriminatie mee verantwoordelijk is voor de langere werkloosheidsduur van allochtonen. Deze hypothese heeft een dubbele inhoud. Zij impliceert niet alleen dat statistische discriminatie bestaat, maar ook dat zij een impact heeft op de werkloosheidsduur. Dat volgt uit ons jobmarktmodel en de onmogelijkheid om statistische discriminatie kosteloos te ontlopen door de keuze van jobmarktsegment (zie hoofdstuk 3). Bij de toets van de impact van discriminatie en achterstelling in het algemeen wordt nagegaan of verschillen in werkloosheidsduur tussen Belgen en vreemdelingen niet volledig kunnen verklaard worden door individuele verschillen in aanbodfactoren zoals diploma en leeftijd en vraagfactoren zoals woonplaats, instroomjaar in de werkloosheid en sector van (vorige) tewerkstelling. Als dat zo is dan moet de hypothese van discriminatie als oorzaak van verschillen in werkloosheidsduur verworpen worden. De gevolgde aanpak is gelijkaardig aan die van Oaxaca (1973) en Kee (1993). De resultaten van deze toets worden besproken in afdeling 3. Wij proberen echter ook de meer specifieke hypothesen over statistische discriminatie te toetsen. Zo leidt de hypothese van het bestaan van een groep werklozen zonder uitstroomkansen (zie propositie 4 voor de voorwaarden daarvoor) gecombineerd met statistische discriminatie, tot specifieke voorspellingen over een differentiële impact van lage diploma ’s op de uitstroomkansen van nationale groepen met hoge en lage µj*’s. Dit wordt uitgewerkt in afdeling 1. De resultaten voor de effecten van opleiding en andere variabelen op de uitstroomkansen van allochtonen en Belgen worden gerapporteerd in afdeling 1 en 2. In afdeling 4 toetsen wij de voorspelling dat bij statistische discriminatie en selectie in meerdere ronden, nationale groepen met lage µ*j’s minder op hun individuele kenmerken beoordeeld worden dan Belgen. Wij besluiten dat uit het feit dat de uitstroomintensiteit uit de werkloosheid bij Belgen een sterker dalende functie is van de doorstane werkloosheidsduur dan bij vreemdelingen uit arme landen. Dat wijst op een grotere heterogeniteit bij Belgische werklozen. Een dergelijke grotere (niet door de onderzoeker, maar wel door de werkgevers geobserveerde) heterogeniteit bij groepen met een hoge µ*j is precies wat volgt uit propositie 7.

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

282

In afdeling 5 worden schattingsresultaten gegeven voor de gemiddelde tewerkstellingsduur na werkloosheid. Die wordt benaderd met het aantal maanden dat een werkloze, eens uitgestroomd, afwezig blijft uit de werkloosheid. Deze verschillen in herinstroomkans laten toe propositie 8, die stelt dat nationale groepen met µj lager dan het reservatieniveau in een baan ondervertegenwoordigd zijn in die baan, grondiger te toetsen. In afdeling 6 volgt een besluit.

1 Het toetsen van statistische discriminatie met werkloosheidsduurgegevens In een eerste sectie worden de belangrijkste toetsbare implicaties van het algemene model van statistische discriminatie (relatie III.15) en het jobmarktmodel van hoofdstuk 2 besproken. In de tweede sectie worden concrete voorspellingen geformuleerd voor de µ*j en γj-waarden. In de derde sectie worden die geconfronteerd met de resultaten van een schatting van de overlevingsfunctie en de gemiddelde werkloosheidsduur met de Kaplan-Meier schatter.

1.1

Een gezamenlijke toets voor statistische discriminatie en propositie 4

Het algemene model van statistische discriminatie wordt samengevat in equatie (III.15): eij=Eq(qij|yij)=(1-γj)µ*j+γj yij (1) met γj=( σ q2 j +ηj²)/ ( σ q2 j +ηj²+ σ u2 j )

Hierbij stelt eij het (door de werkgevers) verwachte aantal effectieve arbeidseenheden van individu i van nationale groep j voor, is γj een parameter, is yij een synthetische indicator van individuele karakteristieken die gerelateerd zijn aan de verwachte productiviteit zoals het

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

283

opleidingsniveau, de ervaring en de leeftijd, en is µ*j de schatter van de gemiddelde productiviteit µj in groep j389. In de volgende sectie zal µ*j benaderd worden door het gemiddelde opleidingsniveau van werklozen in wachttijd van nationaliteit j. Aangezien de niveaus van eij niet geobserveerd worden, kan (1) niet rechtstreeks geschat worden. Daarvoor is een theorie nodig over de relatie τ(e). Zonder de resultaten van het jobmarktmodel zou men niet veel anders kunnen doen dan veronderstellen dat dτ/de > 0, ∀e. Relatie (1) leidt dan tot de empirisch toetsbare voorspelling dat, bij een zelfde y-waarde, groepen met een lage µj* lagere uitstroomkansen hebben uit de werkloosheid. Dankzij het model voor de jobmarkt van hoofdstuk 2 weten wij echter meer. De resultaten daarvan voor de relatie τ(e) worden, vertrekkende van (II.59) en propositie 3, samengebracht tot: ∀e ∈ (e', emax): τ(e)=β(H(w*e)-H(wre)), met dw*e/de ≥ 0 en d wre/de ≥ 0 ∀e ∈ (e'', e') : τ(e)=β(H(w*e)), met dw*e/de ≥ 0 (2) ∀e ∈ (emin, e''): τ(e)=0 Voor de groep met e>e', waarbij het reservatieloon een bindende restrictie is, kon niet in het algemeen (∀ H(w)) aangetoond worden dat dτ/de ≥ 0390. Voor werklozen met e tussen e'' en e' is dτ/de ≥ 0 (zie (II.61)). Uit (2) blijkt dat er werklozen kunnen zijn zonder uitstroomkansen. Uit propositie 4 volgt het bestaan op de jobmarkt van een zone van e-waarden tussen e'' en e' waar een hogere e tot een hogere uitstroomintensiteit leidt én het bestaan van een groep werklozen zonder uitstroomkansen met e<e''. Een verhoging van e heeft geen effect op de uitstroomintensiteit (die blijft theoretisch 0) zolang e onder e'' blijft. Propositie 4 gaat op zodra de reservatieniveaus van e gehanteerd door werkgevers die het minimumloon betalen een bindende restrictie vormen. Wij achten het waarschijnlijk dat deze voorwaarde vervuld is op de meeste formele jobmarkten in België, gezien het belang van sectoriële afspraken over de lonen en het bestaan van een intersectorieel minimumloon.

389

Relatie (1) is algemener dan het model van statistische discriminatie omdat zij ook de situatie waarbij de werkgever zich bazeert op foutieve stereotype beelden, zodat µj* een vertekende schatter is van µj, omvat.

390

Dat is bijvoorbeeld wel het geval bij een uniforme verdeling van de aangeboden lonen H(w). Dan is dτ/dwe*> 0 (zie appendix II.3), waardoor ook dτ/de>0, aangezien w*e enkel wijzigt samen met e.

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

284

Als er zo’n e'' waarde bestaat is de vraag hoe die in verband kan worden gebracht met reële gegevens over werklozen, zoals hun opleiding of nationaliteit. Het model van statistische discriminatie geeft het antwoord. Gegeven (1) is de y-waarde waaronder een werkzoekende geen kansen heeft aangeworven te worden afhankelijk van zijn nationale groep j volgens de relatie:

y "j =

1

γj

e" −

1−γ

γj

j

µ *j

(3) Daarmee wordt duidelijk dat het kritische opleidingsniveau afhangt van µ*j, en dus het stereotype beeld van de werkgevers over hun nationale groep. Hoe ongunstiger het beeld van werkgevers inzake de verwachte productiviteit van een groep, hoe hoger de kritische ywaarde. Empirisch verwachten wij niet dat er een groep werklozen bestaat waarvoor de uitstroomkans uit de werkloosheid echt nul is391, maar wel dat de uitstroomkans er erg laag is en dat, zolang y lager blijft dan y''j een verhoging van y geen effect heeft op de uitstroomkansen, terwijl er wel een duidelijk effect is bij waarden die de kritische drempel overstijgen. In sectie 1.3 wordt een eerste toets voor de relaties in (1) en (2) uitgevoerd met niet parametrische schattingen van de gemiddelde werkloosheidsduur. Naast de nationaliteit en het geslacht is de enige variabele het diploma van de werkloze. Daardoor valt de synthetische indicator yij volledig samen met het opleidingsniveau. Om vanuit het bovenstaande tot falsifieerbare voorspellingen te komen is het noodzakelijk concrete waarden voor te stellen voor µj*, en aan te geven wat de verwachtingen zijn voor de γj‘s. Dat gebeurt in sectie 1.2.

391

Werklozen kunnen werk vinden in specifieke tewerkstellingsprogramma ‘s gericht naar laaggeschoolde langdurig werklozen, en kunnen de werkloosheid om andere redenen dan het vinden van werk verlaten…

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

1.2

285

Verschillen in µj*’s en γj’s tussen nationale groepen

Als sociaal negatieve factoren (zoals gebrek aan menselijk kapitaal van de ouders, wonen in verarmde buurten, demotivatie, problematische schoolomgeving…) de oorzaak zijn van verschillen in µj*, dan zijn de µj*’s gecorreleerd met verschillen in het opleidingsniveau tussen nationale groepen. Een blik op tabel 1.1 leert dat Magrebijnen en Turken het slechtst scoren inzake vorming, en dat inwoners uit Mediterrane EG-landen een middenpositie innemen. Deze cijfers zijn echter te algemeen om iets te zeggen over verschillen tussen Marokkanen en Turken. Wij beschikken niet over de opleidingsniveaus per nationaliteit voor de gehele actieve bevolking, maar wel voor werklozen, al dan niet in wachttijd. In de leeftijdsgroep van min 25-jarigen blijkt het opleidingsniveau hoger in de groep werklozen in wachttijd dan bij die niet in wachttijd (zie appendix V.2). Wij schrijven dit verschil toe aan het meer toevalsgebonden karakter van de instroom in de toestand van werkloosheid in wachttijd, ten opzichte van werkloosheid na een zekere periode van tewerkstelling (zie zelfde appendix). Welke van de twee verdelingen is nu de beste basis voor het bepalen van de µj*'s? Het enige houvast dat de theorie van statistische discriminatie biedt is dat µj* een onvertekende schatter van µj is. Werkgevers zijn enkel geïnteresseerd in de nationaliteit of de nationale groep als dat iets leert over de te verwachten prestaties van de sollicitanten. De groep van sollicitanten is ruimer dan de groep van werkzoekende werklozen in of niet in wachttijd. Zij omvat ook tewerkgestelde werkzoekenden, bijna afgestudeerden en andere instromers op de arbeidsmarkt, immigranten en vreemdelingen die in België school gelopen hebben. Werkgevers moeten bovendien iets weten van de verschillen tussen nationaliteiten. Als dat op hun eigen ervaring gebaseerd is zullen zij de verschillen in prestaties tussen werkenden van verschillende nationaliteiten kennen, niet die tussen werklozen. Als hun inschatting gebaseerd is op wat zij via de media vernemen of in hun buurt observeren zullen de stereotype beelden over de gehele nationale groep een rol spelen. Dat laat vermoeden dat de µj*'s best op basis van een zo ruim mogelijke groep gedefinieerd worden: zoveel mogelijk de gehele groep van werkzoekenden, en niet enkel de werklozen. Omdat zij, door het meer

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

286

toevalsgebonden karakter van de instroom, meer zeggen over de situatie in de volledige groep, zijn de cijfers over de opleiding van werklozen in wachttijd de beste beschikbare benadering van de µj*’s. Tabel 5.1 stelt het gemiddelde opleidingsniveau voor uitgaande van drie mogelijke criteria: het percentage met een ander diploma dan lager of lager secundair beroeps, het percentage dat minstens hoger secundair gedaan heeft, en het percentage dat hoger onderwijs gedaan heeft. Het gebruikte criterium verandert weinig aan de klassering van de nationaliteiten. Tabel 5.1: Het opleidingsniveau van werklozen in wachttijda % meer dan lager en

% minstens hoger

% hoger onderwijs

lager secundair beroeps secundair mannen Belgen

85

78

32

Nederlanders

87

79

28

Italianen

62

51

7

Marokkanen

43

30

1

Turken

50

33

2

Belgen

90

87

39

Nederlanders

88

83

36

Italianen

71

66

7

Marokkanen

51

45

2

Turken

42

38

1

vrouwen

a

Voor meer detail, zie appendix V.2

De Nederlanders en Belgen zijn zowel bij mannen als vrouwen de best geschoolde groep, terwijl de Italianen een middenpositie innemen. De verschillen in gemiddelde scholingsgraad zijn zeker groot genoeg om aanleiding te geven tot grote verschillen in µj*. Wat de vergelijking tussen Turken en Marokkanen betreft, doen jonge Marokkaanse vrouwen het iets beter dan Turkse, terwijl de verhouding bij de jonge mannen minder duidelijk is. Men kan ook verwachtingen formuleren voor de γj’s. In propositie 7 (hoofdstuk 3) toonden wij dat voor groepen met lage µj*’s gemiddeld lagere γj’s gelden. Niet direct observeerbare

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

287

individuele kenmerken spelen er een kleinere rol omdat gediscrimineerde groepen minder ver komen in selectieprocedures. Omdat de y-waarde in de nu volgende empirische test enkel slaat op het behaalde diploma, en dat bij uitstek een kenmerk is dat wél zichtbaar is bij het eerste contact, is propositie 7 hier echter niet van toepassing. Propositie 7 heeft wel belangrijke implicaties voor de duurafhankelijkheid van de hazard. Dit wordt uitgewerkt in afdeling 4.

1.3

Toetsen op basis van niet parametrische schattingsresultaten

In sectie 2.3.1 wordt de overlevingsfunctie in de werkloosheid berekend voor de werklozen uit het Vlaams Gewest in de periode 1989-1993, die bij het aanvangen van hun werkloosheid jonger waren dan 25 jaar en enkel een diploma van het lager secundair beroepsonderwijs behaald hebben. In sectie 2.3.2 wordt voor alle opleidingsniveaus de duur in de werkloosheid berekend. De berekening van de overlevingsfunctie en de gemiddelde werkloosheid gebeurt met de Kaplan-Meier schatter. Wij geven hier enkel de resultaten voor werklozen niet in wachttijd.

1.3.1

De overlevingsfunctie in de werkloosheid

In de figuren 5.1 (voor mannen) en 5.2 (voor vrouwen) wordt de kans te overleven in de werkloosheid, berekend op basis van (IV.6), weergegeven. De horizontale as geeft het aantal doorstane maandelijkse telmomenten weer. De kans precies één telmoment te overleven is 1. Het lager secundair beroeps (LSB) is bij Marokkaanse en Turkse werklozen de tweede richting in frequentie (zie verder in tabel 5.5 en 5.6). Er zijn meer Turkse en Marokkaanse werklozen met enkel een diploma lager onderwijs, maar wij beginnen met de groep uit het LSB omdat wij in hoofdstuk 3 de verwachting formuleerden dat statistische discriminatie het meest speelt op banen voor intermediaire opleidingsniveaus. Het hoger secundair beroeps komt daar nog beter voor in aanmerking, maar daar is het aantal Turkse en Marokkaanse werklozen reeds beduidend kleiner.

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

288

Uit de figuren blijkt dat de overlevingsfunctie in de werkloosheid voor deze groep relatief laag geschoolden een verschillend patroon vertoont voor de 5 beschouwde nationaliteiten. De Turkse mannen en vrouwen blijven telkens het langst in de werkloosheid. De Nederlandse en Belgische mannen en vrouwen hebben de geringste overlevingskans in de werkloosheid. Marokkanen en Italianen nemen een middenpositie in. Dat is duidelijker bij de mannen dan bij de vrouwen waar het verloop van de overlevingsfunctie bij deze nationaliteiten een grilliger patroon vertoont.

Figuur 5.1: Overlevingskans in de werkloosheid bij mannen jonger dan 25 jaar uit het LSB

100%

% dat werkloos blijft

90% 80% Turken

70% 60%

Marokkanen

50%

Italianen

40% 30%

Belgen

20%

Nederlanders

10% 0%

1

5

9

13

17

21

25

29

33

aantal maandelijkse telmomenten

Figuur 5.2: Overlevingskans in de werkloosheid bij vrouwen jonger dan 25 uit het LSB

100% %

dat we rkl oos blij ft

90% 80% 70% Turken

60%

Marokkanen

50%

Italianen Belgen

40%

Nederlanders

30% 20% 10% 0%

1

4

7

10

13

16

19

22

25

28

aantal maandelijkse telmomenten

31

34

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

289

Tabel 5.2 geeft de resultaten van twee statistische testen waarmee per nationaliteit de hypothese dat de overlevingsfunctie dezelfde is als die van de Belgen getoetst wordt. Als statistische of andere vormen van discriminatie belangrijk zijn, dan moet die hypothese verworpen worden. Bij de Log Rank test krijgen observaties met een hogere werkloosheidsduur een groter gewicht dan bij de Wilcoxon test, wat de verschillen in testresultaten verklaart (zie ook appendix V.1). Tabel 5.2: Resultaten van een Log-Rank en Wilcoxon-toets voor verschillen in de overlevingsfunctie in de werkloosheid met de Belgen Werklozen jonger dan 25 jaar bij aanvang werkloosheid, niet in wachttijd met een diploma LSB Aantal werklozen

Waarvan duur gecensureerd

Log Rank toetsgrootheid

Log Rank

Wilcoxon a

Wilcoxon

prob-value

toetsgrootheid Prob-value

Mannen Nederlanders

65

7

0.13

0.7148

1.67

0.1964

Italianen

270

13

14.71

0.0001

33.10

0.0001

Marokkanen

370

28

46.46

0.0001

62.58

0.0001

Turken

568

58

115.05

0.0001

130.64

0.0001

Vrouwen Nederlanders

84

7

0.17

0.6843

0.69

0.4049

Italianen

255

20

1.60

0.2063

4.59

0.0321

Marokkanen

208

34

13.37

0.0003

24.72

0.0001

Turken

592

74

89.96

0.0001

93.97

0.0001

a

De kans op het foutief verwerpen van de hypothese dat de overlevingsfunctie dezelfde is als die van de Belgen

Bij de Turkse, Italiaanse en Marokkaanse mannen kan de hypothese dat hun overlevingsfunctie dezelfde is als die van de Belgen met grote zekerheid verworpen worden. De hypothese van geen verschillen met de Belgen wordt ook verworpen voor de Marokkaanse en Turkse vrouwen. Bij de Italiaanse vrouwen geeft enkel de Wilcoxon test het bestaan van een significant verschil met de Belgische vrouwen aan. Op basis van de Log– Rank test kan men er de hypothese van gelijkheid met de Belgen niet verwerpen. Dat is in overeenstemming met figuur 5.2 waar te zien is dat er, vooral bij hogere duren, nauwelijks een verschil waar te nemen valt tussen de overlevingsfunctie van de Italiaanse en Belgische

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

290

vrouwen. Er is geen significant verschil tussen de overlevingsfunctie van Nederlanders en Belgen. Dat de nationaliteit ook na controle voor het opleidingsniveau een grote rol speelt voor jonge werkzoekenden in Vlaanderen werd reeds naar voor geschoven in een studie van Caestecker en Van de Voorde (1996) op basis van een VDAB-enquête392. Deze auteurs vonden dat bij mannen en vrouwen die een wachtperiode beginnen, grote verschillen in uitstroomkansen blijven bestaan tussen Belgen enerzijds en Turken en Marokkanen anderzijds, ook als men corrigeert voor het studieniveau: lager/ hoger secundair beroeps of technisch. De significante verschillen bij werkzoekenden niet in wachttijd tonen aan dat hun resultaat mag uitgebreid worden tot de groep van jonge werkzoekende werklozen die reeds enige werkervaring achter de rug hebben. Op basis van parametrische schattingen kunnen wij ook hun resultaat voor de groep in wachttijd bevestigen (zie appendix V.3). Ter verklaring geven Caestecker en Van de Voorde (1996) aan dat de allochtonen binnen het technisch en beroepsonderwijs anders verdeeld zijn over studierichtingen dan de Belgen. Vooral bij meisjes zijn de verschillen groot. Zo'n 60 % van de Turkse of Marokkaanse meisjes volgt de richting kleding terwijl dat voor het geheel van het beroepsonderwijs slechts 18 % is. De grote concentratie van Turkse en Marokkaanse meisjes in de studierichting kleding gaat ten nadele van de studierichtingen administratie en medische en paramedische zorgen. Bij mannen en in het technisch onderwijs zijn de verschillen in de verdeling over studierichtingen minder groot.

1.3.2

Verschillen in gemiddelde werkloosheidsduur

De verschillen tussen nationaliteiten kunnen ook op een synthetische manier weergegeven worden aan de hand van de gemiddelde werkloosheidsduur. Een gevaar van deze indicator is dat men de overige verschillen in de overlevingsfunctie, zoals die in verband met negatieve duurafhankelijkheid, over het hoofd ziet. Een voordeel is dat hij de vergelijking tussen nationaliteiten en opleidingen vereenvoudigt. De schatter voor de gemiddelde overlevingstijd 392

Waarbij een specifieke groep werklozen in wachttijd persoonlijk gevolgd werd over de tijd.

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

291

in de werkloosheid voor een homogene groep wordt geformuleerd als393: T

ε * = ∑ Pr* (t > k − 1 )(t k − t k −1 )

(4)

k =1

met Pr*(t > k-1) de met de Kaplan-Meier geschatte kans dat de duur minstens k maand is394, k de maandelijkse telmomenten, de tk’s alle effectief gerealiseerde duren395 en T het hoogst voorkomend aantal telmomenten in de groep. De bovenstaande formule wordt dan een schatter voor het gemiddeld aantal telmomenten (waarbij rekening gehouden wordt met rechtse censurering)396. De berekening werd uitgevoerd met de SAS procedure Lifetest397. In de tabellen 5.3 en 5.4 worden de resultaten gegeven voor werklozen niet in wachttijd jonger dan 25 jaar. Tabel 5.3: Gemiddelde werkloosheidsduura bij mannen jonger dan 25 jaar, niet in wachttijd Belgen

Nederlanders

Italianen

Marokkanen

Turken

Lager onderwijs (LA)

5.54 (0.09)

4.76

(0.43)

7.36 **(0.61)

7.86 ** (0.39)

8.26 ** (0.41)

Lager secundair beroeps (LSB)

4.78 (0.07)

3.26 **(0.35)

5.54 **(0.33)

6.91 ** (0.41)

8.19 ** (0.45)

Lager secundair technisch (LST)

3.64 (0.07)

2.81

(0.46)

5.76 **(0.79)

6.42 ** (0.64)

7.69 ** (0.75)

Lager sec. alg. vormend (LSA)

4.39 (0.09)

5.35

(0.95)

4.51

6.49 ** (0.81)

6.61 ** (0.72)

Hoger secundair beroeps (HSB)

3.40 (0.06)

5.14

(1.07)

6.55 **(1.4)

5.72 ** (0.46)

7.39 ** (0.64)

Hoger secundair technisch (HST)

3.19 (0.05)

4.11

(0.7)

4.11

5.93 ** (1.03)

7.24 ** (1.16)

Hoger technisch (HT)

2.97 (0.05)

4.39

(0.96)

(0.71) (0.59)

a

gemiddeld aantal telmomenten (+standaardfout). ** geeft aan dat er een significant verschil is met de Belgen op een testniveau van 5%.

Tabel 5.4: Gemiddelde werkloosheidsduur bij vrouwen jonger dan 25 jaar, niet in wachttijd Belgen

Nederlanders

Italianen

Marokkanen

Turken

393

Wanneer de observatie met het hoogste aantal telmomenten rechts gecensureerd is (wat hier het geval is) onderschat deze schatter wel het gemiddeld aantal telmomenten (of de gemiddelde werkloosheidsduur).

394

Die kans is gegeven uitdrukking (IV.6), waarin het subscript j vervangen werd door k, gelijk aan: k −1

Pr* (t > k − 1 ) = ∏ (1 − l =1

nl ) rl

395

Waarbij tk=k als er een duur van k maand voorkomt en tk-1 de vorige k die effectief voorkwam. Voor duren die in de beschouwde groep niet geobserveerd werden is de bijdrage tot de som 0.

396

Als men één telmoment gelijkstelt aan een duur van 1 maand, kan men de gegevens interpreteren als een schatting van de gemiddelde werkloosheidsduur. Men moet dan wel rekening houdend met een afrondingsfout.

397

Zie p 1044 van hoofdstuk 26 van SAS/STAT User's guide, Version 6 Volume 2, 1992 SAS institute Inc, USA.

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

292

Lager onderwijs (LA)

8.12 (0.11)

6.78

(0.92)

8.12

(0.75)

8.77

(0.59) 12.54** (0.64)

Lager secundair beroeps(LSB)

8.15 (0.10)

8.35

(1.09)

8.10

(0.53)

9.52**(0.64) 12.17** (0.5)

Lager secundair technisch (LST)

6.78 (0.21)

9.52

(3.39)

5.87

(1.01)

12.4** (2.68)

Lager sec. alg. vormend (LSA)

6.77 (0.15)

5.68

(0.82)

9.13

(2.49)

7.55

Hoger secundair beroeps (HSB)

5.85 (0.06)

5.55

(0.73)

7.63** (0.60)

6.96**(0.49) 10.61** (0.8)

Hoger secundair technisch (HST)

5.09 (0.06)

5.63

(0.77)

7.96** (1.27)

5.61

Hoger technisch (HT)

3.62 (0.06)

8.54

(2.16)

(1.23) 10.31** (1.22) (0.85)

9.29

(3.34)

De figuren 5.3 en 5.4 synthetiseren de belangrijkste resultaten. De studierichtingen zijn er geordend volgens niveau. De ordening is gebaseerd op het verschil tussen lager, lager secundair, hoger secundair en hoger onderwijs en op de stelling dat het technisch en algemeen vormend onderwijs op een hoger niveau staat dan het beroepsonderwijs. Bij de mannen werd de duur van de Belgische vrouwen aangebracht, en bij de vrouwen de duur van de Belgische mannen. Uit de figuren en tabellen blijken significante verschillen in gemiddelde werkloosheidsduur tussen de Belgen enerzijds en de Italianen, Turken en Marokkanen anderzijds. Bij alle beschouwde diploma ‘s hebben de Turken de hoogste werkloosheidsduur, en de Belgen de kleinste. Het opleidingsniveau heeft een gunstige invloed op de werkloosheidsduur bij bijna alle beschouwde groepen398, maar het effect van een hogere opleiding is, zeker bij de mannen, klein in vergelijking tot dat van de nationaliteit. Het hele verschil in werkloosheidsduur tussen Belgische mannen met een diploma hoger technisch en lager onderwijs is kleiner dan het verschil in duur tussen de Turkse en Belgische mannen van het HST, en niet groter dan het verschil dat nog overblijft tussen Belgen en Marokkanen met een diploma HST.

Figuur 5.3: Duur werkloosheid in functie van opleiding en nationaliteit bij mannen

9 8

398

maanden

7 Belgische m annen

6

Belgische vrouwen

5

Italiaanse m annen

Met een voorbehoud voor de4 Italiaanse vrouwen.

M arokkaans e m annen

3

Turks e m annen

2 1 0 LA

LSB

LST HSB HST

HT

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

293

maanden

Figuur 5.4: Duur werkloosheid in functie van opleiding en nationaliteit bij vrouwen

14 13 12 11 10 9 8 7 6 5 4 3 2 1 0

Belgische mannen Belgische vrouwen Italiaanse vrouwen Marokkaanse vrouwen Turkse vrouwen

LA

LSB

LSA HSB

HST

HT

De schattingsresultaten kunnen op meer formele wijze vergeleken worden met de voorspellingen in sectie 1.1. Een hogere werkloosheidsduur wijst op een lagere uitstroomintensiteit uit de werkloosheid en dus een lagere e-waarde. Conform (1) en de stelling dat dτ/de> 0 geeft een hoger opleidingsniveau meestal aanleiding tot een kortere werkloosheidsduur. Er is echter één uitzondering die niet kan toegeschreven worden aan statistisch toeval. Dat is de overgang van het diploma van het lager onderwijs naar het lager secundair beroeps. Die overgang heeft enkel een significant (zie tabel 3) gunstig effect op de werkloosheidsduur bij de Belgische, Marokkaanse en Italiaanse mannen. Bij alle andere groepen is er geen significant effect. De Turkse mannen, én alle vrouwen met een diploma van het lager onderwijs of het lager secundair beroeps zijn de groepen met de allerlaagste uitstroomkansen. Dat een verhoging van de opleiding van lager naar lager secundair beroeps geen effect heeft op hun uitstroomkansen kan erop wijzen dat hun kritische drempel y''j

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

294

boven een diploma van het LSB ligt. De verschillen in gemiddelde werkloosheidsduur komen redelijk overeen met die in gemiddelde opleidingsniveaus. De middenpositie van de Italiaanse mannen inzake opleiding wordt bevestigd door hun gemiddelde werkloosheidsduur. Uit de cijfers in tabel 5.1 bleek dat Turkse mannen gemiddeld beter opgeleid zijn dan Marokkanen. Uit de schattingsresultaten blijkt echter dat zij langer werkloos zijn. Dat verschil is significant voor het LSB op een testniveau van 10% volgens de Log-Rank test (zie appendix V.1). Bij de vrouwen gaven de opleidingscijfers aan dat Marokkaanse vrouwen het beter doen dan Turkse, wat in overeenstemming is met hun kleinere werkloosheidsduur. Vanaf het LSA doen Marokkaanse vrouwen het echter ook beter dan Italiaanse, wat niet verwacht werd op basis van gemiddelde opleidingscijfers. De minder lange werkloosheidsduur bij Marokkaanse vrouwen in vergelijking tot hun Turkse seksegenoten is in overeenstemming met de betere integratie van Marokkaanse dan Turkse vrouwen op gebied van talenkennis en andere domeinen (zoals minder geregelde huwelijken) gerapporteerd door Lesthaege (1999) en Surkyn (1993). In hoofdstuk 1 schreven wij dit verschil in integratie toe aan het meer permanente karakter van de immigratie vanuit Marokko in vergelijking tot die uit Turkije, wat leidde tot meer investeringen in land-specifiek menselijk kapitaal. Bij deze schattingen werd nog onvoldoende gecorrigeerd voor allerlei verschillen in vraagen aanbodfactoren tussen allochtonen en Belgen. Daarom wordt in de volgende afdeling de uitstroomkans uit de werkloosheid parametrisch geschat met verklarende variabelen.

2 Schatting van de werkloosheidsduur met verklarende variabelen In deze afdeling worden de resultaten van een afzonderlijke schatting voor 5 nationaliteiten gepresenteerd. In sectie 2.1 wordt begonnen met een beschrijving van de gemiddelde kenmerken van de 5 nationaliteiten en hun verwachte directe impact (als vraag- of

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

295

aanbodfactor) op de werkloosheidsduur. In sectie 2.2 worden enkele specifieke voorspellingen die volgen uit hoofdstuk 1 geformuleerd. De resultaten van de schatting worden besproken in sectie 2.3.

2.1

Verschillen in karakteristieken tussen groepen

In de tabellen 5.5 en 5.6 hieronder worden de karakteristieken van de groep werklozen niet in wachttijd van de 5 nationaliteiten weergegeven. Tabel 5.5: Kenmerken van werkzoekend werkl. mannen tussen 18 en 30 jaar, niet in wachttijd periode 1989-1993: aandeel in groep, tenzij anders vermeld Belgena

Nederlanders

Italianen

Marokkanen

Turken

Leeftijd start werkl. (standf)

23.1(2.537)

25(3.015)

24.4(3.275)

23.3(3.354)

23.5(3.259)

Ln(leeftijd)-ln(18):

0.246(0.11)

0.322(0.125)

0.296(0.137)

0.247(0.144)

0.258(0.138)

Ongehuwd

0.833

0.775

0.67

0.737

0.452

Gehuwd

0.137

0.189

0.298

0.249

0.537

Andere

0.03

0.036

0.032

0.014

0.011

Lager onderwijs of minder

0.178

0.239

0.32

0.459

0.399

Lager secundair beroeps

0.18

0.155

0.327

0.257

0.346

Lager secundair technisch

0.092

0.073

0.12

0.076

0.076

Lager secundair alg. vorm

0.066

0.093

0.048

0.053

0.04

Hoger secundair beroeps

0.124

0.08

0.069

0.086

0.093

Hoger secundair technisch

0.133

0.122

0.074

0.041

0.035

Hoger secundair alg vorm

0.069

0.086

0.023

0.015

0.007

Hoger technisch

0.102

0.083

0.012

0.01

0.004

Hoger alg. vorm. & normaal

0.057

0.070

0.006

0.003

0.001

1989

0.31

0.293

0.468

0.342

0.384

1990

0.212

0.199

0.239

0.256

0.282

1991

0.163

0.168

0.137

0.153

0.139

Burgerlijke staat

Behaald diploma

Instroomjaar (interval 1)

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

296

1992

0.169

0.163

0.099

0.147

0.122

1993

0.166

0.194

0.087

0.121

0.099

Antwerpen

0.296

0.438

0.061

0.574

0.179

Vlaams-Brabant

0.158

0.114

0.101

0.107

0.020

West-Vlaanderen

0.184

0.038

0.019

0.025

0.003

Oost-Vlaanderen

0.232

0.132

0.033

0.125

0.226

Limburg

0.130

0.278

0.785

0.169

0.572

Steenkoolmijnen

0.008

0.014

0.175

0.039

0.184

Primair en industrie

0.312

0.296

0.358

0.360

0.295

Bouwnijverheid

0.088

0.093

0.126

0.062

0.075

Handel

0.053

0.10

0.025

0.034

0.023

Diensten marktsector

0.152

0.284

0.145

0.204

0.104

Diensten overh. & verenig.

0.064

0.046

0.017

0.018

0.009

Sector onduidelijk

0.013

0.024

0.008

0.098

0.021

Nooit gewerkt, zonder

0.014

0.024

0.014

0.051

0.032

0.300

0.119

0.133

0.134

0.256

Aantal werkz. Werklozen:

8415

841

1305

2009

2227

Waarvan eerste interval

7831

749

1274

1790

1998

584

92

75

219

229

Provincie

Sector vorige tewerkstelling

wachtgeld (art 124) Toegelaten na dienstplicht of wachttijd (art 124) Omvang groepen

beëindigd Waarvan eerste interval gecensureerd a

Toevalssteekproef van 10% van de groep mannelijke werkzoekende werklozen met de Belgische nationaliteit.

Tabel 5.6: Kenmerken van werkzoekend werkl. vrouwen tussen 18 en 30 jaar, niet in wachttijd periode 1989-1993: aandeel in groep, tenzij anders vermeld Belgena

Nederlanders

Italianen

Marokkanen

Turken

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens. Gemiddelde Leeftijd begin

297

23,5(2.5)

24.6(2.92)

24.7(3.03)

23.3(3.22)

23.35(3.05)

0.259(.108)

0.305(0.121)

0.308(0.126)

0.249(0.137)

0.252(0.13)

Ongehuwd

0.584

0.62

0.467

0.433

0.360

Gehuwd

0.372

0.333

0.504

0.468

0.613

Andere

0.044

0.047

0.029

0.099

0.027

Lager onderwijs of minder

0.14

0.203

0.296

0.391

0.409

Lager secundair beroeps

0.163

0.145

0.344

0.252

0.392

Lager secundair technisch

0.03

0.023

0.025

0.021

0.012

Lager secundair alg. vorm

0.05

0.070

0.031

0.045

0.030

Hoger secundair beroeps

0.22

0.164

0.173

0.208

0.138

Hoger secundair technisch

0.156

0.132

0.079

0.048

0.012

Hoger secundair alg vorm

0.074

0.1

0.031

0.023

0.004

Hoger technisch

0.085

0.116

0.015

0.009

0.003

Hoger alg. vorm. & normaal

0.08

0.047

0.005

0.002

0

1989

0.378

0.337

0.432

0.331

0.388

1990

0.226

0.220

0.296

0.235

0.273

1991

0.148

0.181

0.134

0.167

0.167

1992

0.142

0.149

0.094

0.178

0.122

1993

0.129

0.139

0.087

0.118

0.073

Antwerpen

0.280

0.480

0.047

0.557

0.221

Vlaams-Brabant

0.142

0.104

0.116

0.106

0.022

West-Vlaanderen

0.194

0.040

0.017

0.030

0.009

Oost-Vlaanderen

0.230

0.122

0.025

0.161

0.312

Limburg

0.154

0.253

0.795

0.146

0.436

Steenkoolmijnen

0.0002

0.002

0

0

0.002

Primair en industrie

0.214

0.182

0.439

0.173

0.258

Bouwnijverheid

0.050

0.009

0.003

0.005

0.002

Handel

0.137

0.171

0.087

0.096

0.086

Diensten marktsector

0.162

0.262

0.120

0.190

0.112

Diensten overh. & verenig.

0.167

0.105

0.041

0.079

0.023

Sector onduidelijk

0.010

0.026

0.009

0.149

0.023

werkloosheid (stand. Afw.) Ln(leeftijd)-ln(18): Burgerlijke staat

Behaald diploma

Instroomjaar (interval 1)

Provincie

Sector vorige tewerkstelling

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens. Nooit gewerkt, zonder

298

0.012

0.026

0.025

0.091

0.027

0.291

0.218

0.276

0.217

0.467

Aantal werkz. Werklozen:

9904

940

1281

990

1727

Waarvan eerste interval

8975

860

1150

866

1510

929

80

131

124

217

wachtgeld (art 124) Toegelaten na dienstplicht of wachttijd (art 124)

beëindigd Waarvan eerste interval gecensureerd a

Toevalssteekproef van 10% van de groep vrouwelijke werkzoekende werklozen met de Belgische nationaliteit.

Wij bespreken eerst de variabelen die als vraagfactoren beschouwd worden: het instroomjaar, de provincie en de sector van vorige tewerkstelling. Belgische en Nederlandse mannen stroomden minder snel in de werkloosheid dan de andere groepen gedurende de periode 1989-1993. Controleren voor het instroomjaar in de werkloosheid is belangrijk omdat er vanaf 1991 sprake was van een systematische verslechtering van de situatie op de jobmarkt. Dit wordt geïllustreerd in de tabel 5.7, waar de werkloosheid en activiteitsgraad van mannen en vrouwen in het Vlaams Gewest in de periode 1988-1994 weergegeven wordt. Het feit dat allochtonen eerder instroomden in de werkloosheid in de beschouwde periode moet dus globaal in hun voordeel gespeeld hebben (zie ook afdeling 3). De Marokkaanse werkzoekende werklozen zijn geconcentreerd in de provincie Antwerpen en Limburg, de Turken in Limburg en Oost-Vlaanderen, de Italianen uitsluitend in Limburg. De werkloosheidsgraad is (onder Belgen) het hoogst in Limburg en het laagst in WestVlaanderen (zie bijlage I.2). Het verschil in verdeling over provincies tussen Belgen en allochtonen kan dus een oorzaak zijn van het eerder gevonden verschil in werkloosheidsduur (zie ook afdeling 3).

Tabel 5.7: Activiteitsgraad en werkloosheidsgraad in het Vlaams Gewest Activiteitsgraad

Werkloosheidsgraad

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

299

Mannen

Vrouwen

Mannen

Vrouwen

1988

61.3

40.4

4.8

13.7

1989

61.4

40.5

4

11.7

1990

61.5

41

3.7

10.3

1991

61.5

41.6

4.2

10.3

1992

61.1

42

4.9

11.3

1993

60.6

42.6

6.1

13.2

1994

61.2

43.4

6.8

14.2

Bron: Federaal Ministerie van Tewerkstelling en Arbeid: de beroepsbevolking in België, Februari 1998, Directie van de Studie der Arbeidsproblemen, administratie van de werkgelegenheid

Wat betreft de vroegere tewerkstelling valt op dat wel 17,5% van de Italiaanse werkloze mannen en 18,5% van de Turkse uitstroomde uit de steenkoolmijnen. Deze percentages zijn hoog gegeven het feit dat het hier uitsluitend om mannen van jonger dan 30 jaar bij het instromen in de werkloosheid ging. De periode van de schatting komt dan ook overeen met de periode waarin de tewerkstelling in de Limburgse mijnen volledig afgebouwd werd. Onder de Belgische en Marokkaanse werkloze mannen zijn er heel wat minder die een vorige tewerkstelling vonden in de steenkoolmijnen. Wij verwachten dat de hiermee corresponderende wissel een negatief effect heeft op de tewerkstellingskansen. Exmijnwerkers zijn immers verplicht over te schakelen naar een beroep en sector waarin zij minder of geen ervaring hebben, wat leidt tot een lagere e-waarde. Werklozen die niet meer terechtkunnen in hun vorige sector van tewerkstelling hebben, in vergelijking met andere werklozen, ook een gebrek aan contacten met werkgevers en informatie over banen, wat hun kansen eveneens vermindert. In conflict met het beeld dat hierover in het algemeen heerst hebben 20.5% van de werkloze Marokkaanse mannen en 19 % van de Marokkaanse vrouwen ervaring opgedaan in de dienstverlening in de marktsector. Enkel de Turken hebben beduidend minder ervaring in die sector dan de andere groepen. Er is wel een duidelijk verschil met betrekking tot de nietmarktsector (overheid, onderwijs, vzw’s…): een hoger percentage van de Nederlandse en de Belgische werklozen heeft reeds gewerkt in die sector. Het aandeel dat gewerkt heeft in de industrie en de primaire sector (buiten steenkool) is voor alle groepen groot. Daarom werd deze groep als basis voor de schattingen gebruikt. Bij de Belgen is de categorie met een bestaande, maar onduidelijke sector van vorige tewerkstelling onbeduidend, maar dat is niet het geval voor de vreemdelingen. Daarom werd hiervoor een wissel opgenomen in de

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

300

regressies. Verder volgen twee categorieën van werkzoekende werklozen die nooit, of slechts kortstondig399 gewerkt hebben, maar toch geen werkzoekende in wachttijd meer zijn400. Wij verwachten dat de wissel die voor deze categorieën opgenomen wordt in de regressies een negatief effect heeft. Na deze bespreking van factoren die (vooral) belangrijk zijn aan de vraagzijde gaat de aandacht nu naar kenmerken die meer rechtstreeks verbonden zouden moeten zijn met de ewaarde en met het aanbodgedrag van de werkloze. Uit de tabellen blijkt dat er weinig verschil is in gemiddelde leeftijd tussen de beschouwde groepen mannen en vrouwen. In plaats van rechtstreeks de ln van de leeftijd in jaren te gebruiken werd in de regressies gewerkt met de ln (leeftijd) – ln(18). Deze variabele wordt de potentiële ervaring genoemd. De keuze voor de leeftijd van 18 jaar als basis wordt verantwoord door het bestaan van een schoolplicht tot 18 jaar. Bij werklozen die instromen op de leeftijd van 18 is de potentiële ervaring 0. Intuïtief verwacht men een positief effect van de potentiële ervaring op de uitstroomkans omdat de leeftijd positief gecorreleerd is met de ervaring van een kandidaat, en er voor de leeftijd van 30 jaar nog geen daling van de productiviteit optreedt. De leeftijd is echter ook gecorreleerd met de heterogeniteit van de groep. Als de toestand van werkloosheid bij jongeren meer een toevalsgebonden karakter heeft dan bij oudere werkzoekenden dan valt zowel een grotere variabiliteit van de hazard bij jongeren als een hogere gemiddelde uitstroomkans te verwachten. Naarmate de leeftijd toeneemt heeft de werkloosheid een minder toevalsgebonden karakter omdat er bij elk bijkomend jaar aan potentiële ervaring een groter en duidelijker verschil bestaat tussen personen mét voor werkgevers relevante ervaring en personen zonder die ervaring. Personen met relevante ervaring verliezen minder snel hun baan, en zijn, als zij dat al doen, vaker in staat zonder een tussenliggende werkloosheidsperiode een nieuwe baan te vinden. Als iemand op zijn 30ste werkloos wordt, dan zegt dat dus meer over zijn individuele ervaring, vaardigheden of motivatie dan voor een 399

Er wordt pas een sector van tewerkstelling ingevuld als de werkloze daar minstens drie maanden gewerkt heeft.

400

Opvallend is het groot aandeel in de laatste categorie van de Belgische mannen (30%). Een groot gedeelte van de Belgische mannen stroomde in 1989-1993 in de werkloosheid na het vervullen van de militaire dienstplicht, die pas afgeschaft werd eind 1992. Het vervullen van de dienstplicht leverde ook het recht op een

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

301

18 of 22 jarige die werkloos wordt. Daardoor kan de leeftijd negatief gecorreleerd zijn met de uitstroomkans binnen de groep van 18 tot 30 jarigen. In tegenstelling tot de leeftijd zijn er heel wat verschillen tussen groepen wat betreft burgerlijke staat. Bij Italianen, Marokkanen en Turken ligt het aandeel gehuwden hoger dan bij Belgen en Nederlanders. Werkloze vrouwen niet in wachttijd zijn, met een vergelijkbare gemiddelde leeftijd, vaker gehuwd dan mannen. Wij verwachten dat bij vrouwen de wissel “gehuwd zijn” een negatief effect heeft op de uitstroomkans, terwijl er bij mannen geen of een positief effect is. Dat heeft te maken met een verschil in aanbodgedrag tussen mannen en vrouwen. Bij de meeste koppels is, mede als gevolg van discriminatie tegen vrouwen, de man de persoon met het hoogste inkomen. Dit leidt tot een verschillend aanbodgedrag van samenwonende mannen en vrouwen: vrouwen hebben gemiddeld een hoger niet-arbeidsinkomen en daardoor bij dezelfde mogelijkheden401 een hoger reservatieloon. Het grotere belang van de man als kostwinner vertaalt zich ook in de keuze van de locatie van de woning, en in de keuze van wie tijdelijk zijn werkschema aanpast aan gebeurtenissen in gezin en familie. Belangrijk is of het gezin al dan niet kinderen heeft. Wij beschikken niet over die variabele maar er is in Vlaanderen ongetwijfeld meer kans dat gehuwde vrouwen kinderen hebben dan ongehuwde. Een positief effect van het huwelijk bij mannen zou het gevolg kunnen zijn van de grotere motivatie die de man heeft om werk te vinden als hij gehuwd is en kinderen heeft. Dit geldt eventueel ook voor vrouwen, maar er zijn meer mannen waarvan de vrouw niet werkt dan omgekeerd402. Ook hier kan een selectie-effect optreden. Mannen met goede economische kansen zouden eerder geschikt kunnen bevonden worden tot het uitbouwen van een stabiele relatie dan anderen. Ongehuwde vrouwen mogen niet verward worden met gescheiden vrouwen of weduwen. Bij de laatste groep is er een grotere kans op kinderen. Bij laaggeschoolden is de kans klein dat een alleenstaande moeder van jonge kinderen haar situatie kan verbeteren door het

wachtuitkering op. 401 Omdat die mogelijkheden vaak beperkter zijn kunnen vrouwen alsnog een lager reservatieloon hanteren. De combinatie van vraag- en aanbodfactoren vertaalt zich in een lagere activiteitsgraad voor vrouwen. 402 Bovendien liggen de sociale rollen van de man(=kostwinner) nog vaak anders dan voor de vrouw

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

302

aanvaarden van werk. De kosten van de kinderopvang en het vervoer naar het werk overtreffen al snel het loonverschil met de werkloosheidsuitkering. Tabel 5.5 en 5.6 laten tenslotte grote verschillen zien tussen Belgen en Nederlanders enerzijds en de drie andere groepen anderzijds in het diploma. Deze verschillen zijn de meest evidente verklaring voor de globale verschillen in werkloosheidsduur (zoals ook blijkt uit de decompositie van Oaxaca in afdeling 4). Los daarvan is het interessant om te zien of de diploma ‘s een vergelijkbaar effect gehad hebben op de uitstroomkansen van allochtonen als op die van Belgen. In de volgende sectie wordt besproken welke voorspellingen hierover volgen uit de theorie.

2.2

Verwachte verschillen in coëfficiënten tussen nationaliteiten

De theoretische basis voor de schattingen wordt niet alleen gevormd door het model van statistische discriminatie en dat van de jobmarkt, maar ook door de theorieën besproken in hoofdstuk 1. Het gaat dan zowel om de theorie van etnisch kapitaal, als om die over het belang van netwerken en andere vormen van achterstelling. Vanuit de theorie van het etnisch kapitaal van Borjas (zie hoofdstuk 1) kan men verwachten dat de geografische concentratie van allochtonen van dezelfde nationale groep met een gemiddeld gebrek aan menselijk kapitaal (taalkennis, scholing & ervaring…) een negatief effect uitoefent op de kwaliteit van de scholing en de ontwikkeling van vaardigheden nuttig bij het uitoefenen en het vinden van werk. Dat leidt tot de verwachting dat nationale groepen met lage µj’s lagere q-waarden opbouwen, en daardoor langer werkloos blijven in geografische gebieden waar zij sterk geconcentreerd zijn. Wij kunnen toetsen of Marokkanen in Antwerpen, in vergelijking tot de Belgen en de Marokkanen in andere provincies, lagere uitstroomkansen hebben. Hetzelfde geldt voor Italianen uit Limburg en Turken uit Limburg en Oost-Vlaanderen. Naast de effecten van concentratie in provincies kan ook gezocht worden naar die van concentratie in studierichtingen. Een mogelijk praktijkvoorbeeld voor de theorie van etnisch

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

303

kapitaal is immers het bestaan van scholen en richtingen (zoals het beroepsonderwijs) met een hoge concentratie aan allochtonen. Scholen met een hoog percentage van allochtonen van “zwakke” nationale groepen hebben in die redenering, bij gelijke inzet van middelen, meer problemen om de kwaliteit van hun onderwijs op peil te houden. Net zoals de “menselijk kapitaal”- benadering in het algemeen, heeft de theorie van etnisch kapitaal het over de echte, maar niet door de werkgevers geobserveerde, effectieve arbeidseenheden van een werknemer. Voor de transmissie van de echte productiviteit (q) naar de e-waarden, relevant voor de uitstroomkansen uit de werkloosheid, kan worden teruggevallen op het model van statistische discriminatie. Lagere gemiddelde q-waarden leiden tot lagere e-waarden via een combinatie van lagere µj*’s en yij’s. Welke van die twee het belangrijkst is hangt af van de

γj’s, die op hun beurt afhangen van de precisie van de individuele test-score yij. Diploma ’s zijn goed observeerbare kenmerken, maar dat is veel minder het geval voor de kwaliteit van het genoten onderwijs. Naar analogie met Phelps’ onderbouwing van het begrip statistische discriminatie kan een werkgever het behoren tot de Turkse/ Marokkaanse… nationale groep beschouwen als gecorreleerd zijnde met een lagere kwaliteit van scholing. Dat kan als kinderen van immigranten grotendeels terechtkomen in concentratiescholen. Dit impliceert dat de precisie van de individuele test score (als die louter bestaat uit het diploma) gering is en de werkgever dus vooral terugvalt op de verschillen in µj* om zijn keuze te bepalen. Daaruit volgt dat concentratie in een onderwijsrichting van groepen met lage µj*’s leidt tot lagere γj ‘s, en dus tot geringere effecten van diploma ‘s bij diezelfde groepen403. Als de kwaliteit van het onderwijs geringer is in concentratiescholen, dan is het corresponderende diploma immers minder betrouwbaar bij allochtonen dan hetzelfde diploma voor de gemiddelde Belgische werkzoekende, die veel vaker niet uit een concentratieschool komt. De Turkse, Marokkaanse en Italiaanse nationale groep zit sterk geconcentreerd in het beroepsonderwijs en is (wat mannen betreft) normaal vertegenwoordigd in het technisch onderwijs404. Het is dan ook bij de coëfficiënten van onderwijs in die richtingen dat de effecten van etnisch kapitaal het sterkst voelbaar zouden moeten zijn. De minderheid van 403

Voor een specifieke toets van deze theorie zal ook nagegaan worden of de coëfficiënten van het betreffende opleidingsniveau lager zijn als de allochtoon in een concentratiegebied van zijn nationale groep woont.

404

Zie hiervoor tabel A.V.2 en A.V.4 in appendix V.2. Deze tabellen (met cijfers voor werklozen in wachttijd) zijn meer representatief voor de totale populatie van de beschouwde nationaliteiten dan tabel 5.5 en 5.6.

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

304

allochtone vrouwen die uit het secundair technisch onderwijs stroomde, en de nog kleinere minderheid van allochtonen die hoger onderwijs volgde, kon zich door de grotere kans dat hun medestudenten in meerderheid Belgen waren meer onttrekken aan het effect van het etnisch kapitaal. Voor allochtonen met een diploma hoger onderwijs is er nog een andere reden waarom wij geen lagere γj’s verwachten. Bij hoge opleidingen en functies zijn er minder kandidaten, waardoor zij uitvoeriger getest worden. Dat leidt tot een hogere γj, en dus een minder sterke mate van statistische discriminatie. Verder herhalen wij de voorspelling geformuleerd in hoofdstuk 3 dat statistische discriminatie vooral van toepassing is op banen met intermediaire opleidingsniveaus, dat wil zeggen vooral het hoger secundair onderwijs. Dat is het geval omdat verschillen in (niet onmiddellijk geobserveerd) menselijk kapitaal hier wel degelijk een rol spelen (in vergelijking tot handenarbeid…), maar er geen budgetten zijn voor een uitvoerige test van alle kandidaten. De voorspelling dat concentratie van een nationale groep in een regio of onderwijsrichting een negatief effect heeft op de uitstroomkansen volgt niet uit alle vermelde theorieën. Vanuit het populaire model van discriminatie op basis van vooroordelen of verkeerde stereotiepe beelden zou men eerder verwachten dat discriminatie een negatieve functie is van de mate waarin migranten aanwezig zijn in een sector of baan. Naarmate een werkgever immers ervaring kan opdoen met allochtonen van een specifieke nationale groep zal hij zijn opvattingen daarover bijsturen, en zullen (foutieve) vooroordelen minder doorwegen (zie ook Mc Call (1973)). In dit verband speelt ook de theorie waarbij de geringe kansen van allochtonen om een baan te vinden worden toegeschreven aan een gebrekkig netwerk van relaties met werkgevers en werknemers een rol. Zo kunnen kinderen van immigranten minder nuttige contacten hebben als hun ouders tewerkgesteld zijn of waren in sectoren (de mijnen, de confectie, metaal) die een volledige of zeer grote afbouw van tewerkstelling gekend hebben. Het argument van de netwerken werkt echter ook in omgekeerde richting. Als een nationale groep sterk geconcentreerd is in een sector waar de tewerkstelling een gunstige evolutie kent, dan hebben de opgebouwde banden een gunstig effect op de uitstroomkansen van leden van die groep.

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

305

Een voorbeeld hiervan is de concentratie van Italiaanse mannen in de bouwnijverheid (zie verder).

2.3

2.3.1

Schattingsresultaten en bespreking

Resultaten en hun interpretatie

Bij de schattingen met de loglikelihood afgeleid in hoofdstuk 4 (vergelijking (IV.30)) werd uitgegaan van volgende specificatie van de geobserveerde hazard:

τ (θ , σ v ², xi , t ) =

exp(θ ' xi ) 1 + exp(ω ) exp(θ ' xi )t

(5) Uitdrukking (5) komt overeen met (IV.42), met σv² vervangen door exp(ω). Dit garandeert dat de geschatte variantie van de mengverdeling positief is. Gegeven de afleiding van (IV.42) is exp(θ’xi) de theoretische hazard en is exp(ω) een indicator van de niet door x-variabelen gevatte heterogeniteit. De theoretische hazard is niet afhankelijk van de duur t. Tabellen 5.8 en 5.9 geven de resultaten van een schatting van de hazard bij mannen en vrouwen tussen 18 en 30 jaar niet in wachttijd. θ0 is het intercept in de uitdrukking θ’xi. Van elke geschatte coëfficiënt wordt zijn standaardafwijking gegeven, en wordt aangegeven of er een significant verschil is met nul. ** slaat op een significant verschil van nul op een testniveau van 5%, * op een niveau van 10%. Om bovendien te toetsen of de coëfficiënten van de vreemdelingen verschillen met die van de Belgen werd een nieuwe reeks regressies uitgevoerd, waarbij de groep Belgen telkens met één vreemde nationaliteit uitgebreid werd405. In de tabellen wordt enkel het resultaat van deze

405

In de plaats van één zijn er daarbij twee te schatten coëfficiënten per variabele De uitdrukking voor het LSB

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

306

toets, via de symbolen °° en °, die wijzen op een significant verschil op een testniveau van resp. 5% of 10% weergegeven.

wordt zo bijvoorbeeld: (θLSB+WjψLSB)LSB. Daarbij is Wj een wissel die de waarde 1 aanneemt als het om een werkloze met een vreemde nationaliteit gaat. De coëfficiënt θLSB geeft het normale effect bij de Belgen dat in tabel 5.8 en 5.9 staat, de coëfficiënt ψLSB geeft het verschil in coëfficiënt met de Belgen. De geschatte waarde van ψLSB is gelijk aan het verschil in de coëfficiënten in tabel 5.8 en 5.9 tussen de Belgen en de betreffende nationaliteit. De automatisch door TSP gegenereerde t-toets voor ψLSB geeft aan of dat verschil significant is.

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

307

Tabel 5.8: Schatting van de hazard bij mannen tussen 18 en 30 jaar, niet in wachttijd, in de periode 1989-1993. Belgena

Nederlanders

Italianen

Marokkanen

Turken

ω

-0.83**(0.04)

-0.90** (0.15)

-1.32**°°(0.15)

-1.31**°°(0.13)

-1.11**°°(0.10)

θ0

-0.36**(0.08)

-0.37

(0.24)

-1.46**°°(0.20)

-1.43**°°(0.11)

-1.50**°°(0.13)

Ln(leeftijd in jaar)-ln(18)

-1.97**(0.20)

-2.44** (0.51)

-0.88**°°(0.34)

-0.75**°°(0.27)

-0.55**°°(0.26)

Burgerlijke staat (basis=ongehuwd) Gehuwd

0.32**(0.06)

0.37** (0.15)

0.37** (0.10)

0.13

° (0.08)

-0.02

°°(0.07)

Gescheiden, weduwnaar,…

0.08 (0.11)

0.05

(0.27)

0.37*

(0.22)

0.10

(0.26)

0.40

(0.28)

Behaald diploma (basis=Lager onderwijs of minder) Lager sec. beroeps (LSB)

0.14**(0.06)

0.20

(0.18)

0.22** (0.09)

0.02

(0.08)

0.11

(0.07)

Lager sec. technisch (LST)

0.61**(0.08)

0.50** (0.23)

0.25**°°(0.13)

0.28**° (0.12)

0.09

°°(0.12)

Lager sec. alg. vorm (LSA)

0.14* (0.08)

-0.18

0.40** (0.18)

0.25*

0.25*

Hoger sec. beroeps (HSB)

0.68**(0.07)

0.46** (0.23)

0.12

0.28**°°(0.11)

0.18* °°(0.11)

Hoger sec. technisch (HST)

0.68**(0.07)

0.51** (0.20)

0.42**° (0.16)

0.12

0.28* °°(0.17)

Hoger sec. alg. vorm (HSA)

0.26**(0.08)

0.39*

(0.22)

-0.07

(0.25)

0.50** (0.25)

0.09

(0.33)

Hoger technisch (HT)

0.83**(0.07)

0.51** (0.22)

0.43

(0.35)

0.38

(0.30)

1.22**

(0.51)

Hoger alg. vorm. & normaal

0.65**(0.09)

0.29

(0.23)

0.47

(0.46)

0.24

(0.49)

0.46

(0.86)

(0.07)

(0.21)

°°(0.16)

(0.14)

°°(0.16)

(0.16)

Instroomjaar (basisjaar=1989) 1990

-0.02

(0.05)

-0.12

(0.16)

0.14

° (0.09)

-0.20**°°(0.08)

0.09

1991

-0.23**(0.06)

-0.05

(0.17)

-0.05

(0.12)

-0.46**°°(0.09)

-0.51**°°(0.09)

1992

-0.43**(0.06)

-0.41** (0.16)

-0.28** (0.13)

-0.58** (0.10)

-0.43** (0.10)

1993

-0.70**(0.06)

-0.78** (0.17)

-0.36**°°(0.16)

-0.85** (0.13)

-0.65** (0.13)

Vlaams-Brabant

0.04

(0.06)

0.19

(0.19)

-0.06

(0.19)

0.24**° (0.10)

0.27

(0.23)

West-Vlaanderen

0.22**(0.06)

0.23

(0.31)

0.21

(0.31)

0.39*

(0.20)

0.88

(0.60)

Oost-Vlaanderen

-0.03

(0.05)

-0.06

(0.17)

0.12

(0.27)

0.10

(0.09)

-0.04

(0.10)

Limburg

-0.02

(0.06)

0.13

(0.14)

0.05

(0.16)

0.13

(0.09)

-0.09

(0.09)

Provincie (basis=Antwerpen)

Sector vroegere tewerkstelling (basis=ervaring in Verwerkende Nijverheid en Primair (buiten Steenkool)) Steenkoolmijnen

-0.23

(0.20)

-0.25

(0.44)

0.13

(0.12)

0.25

(0.18)

-0.19*

Bouwnijverheid

0.14**(0.07)

0.23

(0.21)

0.24*

(0.13)

-0.03

(0.13)

0.25** (0.12)

Handel

-0.10

(0.09)

0.03

(0.20)

0.15

(0.24)

0.24

(0.18)

0.14

Diensten marktsector

0.06

(0.06)

0.21

(0.15)

0.17

(0.12)

0.08

(0.09)

0.28**° (0.11)

Diensten overh. & vzw’s

-0.12

(0.08)

-0.43

(0.27)

0.49*

(0.30)

0.29

(0.23)

0.61* °°(0.33)

Sector onduidelijk

-0.21

(0.15)

-0.44

(0.34)

0.22

(0.44)

0.23**

(0.11)

0.33

Nooit gewerkt, gn wachtgeld

-0.33**(0.15)

0.05

(0.35)

0.38

(0.34)

0.22

(0.15)

0.45** (0.18)

Toeg. na wachtt. of dienstpl.

-0.17**(0.05)

-0.63**°°(0.19)

0.002

(0.12)

0.231** (0.10)

-0.09

Ln Likelihood

-16892.4

-1835.44

-3215.05

-5103.27

-5952.63

Aantal werkz. Werklozen:

8415

841

1305

2009

2227

a

(0.10)

(0.21)

(0.21)

(0.09)

Toevalssteekproef van 10% van de groep mannelijke werkzoekende werklozen met de Belgische nationaliteit.

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

308

Tabel 5.9: Schatting van de hazard bij vrouwen tussen 18 en 30 jaar, niet in wachttijd, in de periode 1989-1993. Belgen a

Nederlanders

Italianen

Marokkanen

Turken

ω

-0.87**(0.01)

-1.08** (0.16)

-0.90** (0.12)

-1.69**°°(0.25)

-0.61**°°(0.10)

θ0

-1.24**(0.02)

-1.17** (0.21)

-1.30** (0.26)

-1.57**° (0.17)

-2.12**°°(0.17)

Ln(leeftijd in jaar)-ln(18)

-1.18**(0.06)

-1.50** (0.44)

-0.30

-0.52

°°(0.34)

0.83**°°(0.33)

°°(0.40)

Burgerlijke staat (basis=ongehuwd) Gehuwd

-0.17**(0.01)

-0.32** (0.11)

-0.21** (0.09)

-0.29** (0.09)

0.12 °°(0.09)

Gescheiden, weduwnaar,…

-0.25**(0.02)

-0.23

(0.23)

-0.23

(0.27)

-0.21

(0.15)

0.36 °°(0.26)

Behaald diploma (basis=Lager onderwijs of minder) Lager sec. beroeps (LSB)

0.03

(0.02)

-0.24

(0.16)

0.18*

(0.11)

-0.13

(0.10)

-0.03

(0.09)

Lager sec. technisch (LST)

0.21**(0.03)

0.12

(0.32)

0.08

(0.27)

0.19

(0.27)

0.48

(0.35)

Lager sec. alg. Vorm (LSA)

0.20**(0.02)

0.04

(0.20)

0.22

(0.25)

0.08

(0.20)

0.20

(0.23)

Hoger sec. beroeps (HSB)

0.38**(0.02)

0.16

(0.16)

0.22*

(0.13)

0.12

°°(0.10)

0.15

° (0.13)

HST+ Hoger technisch

0.65**(0.02)

0.32**° (0.16)

0.51** (0.16)

0.52**

(0.19)

0.48

(0.34)

HSA+ Hoger nt technisch

0.72 **(0.02)

0.18 °°(0.19)

0.28

° (0.25)

0.45*

(0.26)

0.54

(0.64)

1990

-0.00 (0.01)

-0.17

-0.10

(0.10)

-0.24**°°(0.11)

0.16

° (0.10)

1991

-0.19**(0.02)

-0.40**° (0.14)

-0.40**° (0.13)

-0.24** (0.12)

-0.27** (0.11)

1992

-0.31**(0.02)

-0.09

(0.15)

-0.58**° (0.15)

-0.50**° (0.12)

-0.37** (0.13)

1993

-0.56**(0.02)

-0.07 °°(0.17)

-0.89** (0.19)

-0.64** (0.17)

-0.65** (0.18)

Instroomjaar (basis=1989) (0.13)

Provincie (basis=Antwerpen) Vlaams-Brabant

0.06**(0.02)

0.10

(0.16)

-0.30

(0.23)

0.12

(0.14)

-0.19

(0.26)

West-Vlaanderen

0.25**(0.01)

-0.06

(0.26)

0.22

(0.38)

0.05

(0.25)

-0.23

(0.40)

Oost-Vlaanderen

-0.06**(0.01)

0.08

(0.15)

0.16

(0.33)

0.06

(0.11)

0.03

(0.11)

Limburg

-0.09**(0.02)

0.06

(0.12)

-0.27

(0.21)

0.20 °°(0.12)

-0.05

(0.10)

Sector vroegere tewerkstelling (basis=ervaring in Verwerkende Nijverheid, Primair, of Bouwnijverheid) Handel

0.16**(0.02)

0.52**° (0.16)

0.16

(0.16)

-0.15 ° (0.16)

0.08

Diensten marktsector

0.16**(0.02)

0.37** (0.14)

0.18

(0.14)

0.19

-0.17 °°(0.14)

Diensten overh. & vzw’s

0.31**(0.02)

0.32*

(0.18)

0.63** (0.23)

-0.11 °°(0.17)

0.20

(0.26)

Sector onduidelijk

0.19**(0.05)

-0.14

(0.31)

1.26** (0.46)

0.27*

(0.15)

0.41

(0.26)

Nooit gewerkt, zonder

0.16**(0.05)

0.40

(0.31)

0.21

(0.30)

0.25

(0.17)

0.21

(0.24)

-0.01 (0.01)

0.134

(.155)

-0.03

(0.11)

-0.05

(0.14)

-0.08

(0.11)

Ln Likelihood

-237352

-2363

-3522

-2670

-5051

Aantal Werkz. Werklozen:

99398

940

1281

990

1727

(0.13)

(0.16)

wachtgeld (art 124) Toegelaten na dienstplicht of wachttijd (art 124)

a

gehele groep

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

2.3.2

309

Bespreking resultaten

2.3.2.1 Verschillen in ω en θ0 De ω’s zijn significant lager bij de Italiaanse, Turkse en Marokkaanse dan bij de Belgische mannen. Marokkaanse vrouwen hebben significant lagere ω’s dan Belgische. Voor Turkse vrouwen geldt het tegenovergestelde. De verschillen in σV²’s die hier uit volgen zijn belangrijk en worden besproken in afdeling 4. De theoretische hazard (exp(θ’x)) wordt, met uitzondering van de constante θ0 en de potentiële ervaring, volledig bepaald door wissels. De constante geeft de situatie van de basisgroep weer. Dat zijn de ongehuwden met ten hoogste een diploma uit het lager onderwijs, ingestroomd in 1989, wonende in Antwerpen met ervaring in de verwerkende nijverheid. Behalve bij de Italiaanse vrouwen is θ0 altijd significant lager bij de Italianen, Marokkanen en Turken dan bij de Belgen. De hoogte van de theoretische hazard voor de basisgroep hangt echter ook af van de coëfficiënt voor de potentiële ervaring. Ook daar zijn er belangrijke verschillen met de Belgen, waarop hierna ingegaan wordt.

2.3.2.2 De potentiële ervaring

Uit de tabel blijkt dat de potentiële ervaring voor alle groepen, behalve de Turkse vrouwen, een negatief effect heeft op de uitstroomkansen. Zoals gezegd, schrijven wij dit toe aan het groter toevalsgebonden karakter van werkloosheid bij de jongste werkzoekenden. Het gaat hier dus niet om het effect zelf van het ouder worden bij een gegeven individu. Gebruik makend van gelijkaardige data voor de periode 1992-1996, vond ook Koevoets (1998) dat werkzoekende werklozen tussen 21 en 30 jaar een significant lagere hazard hadden dan die van 18 tot 21 jaar406. Werkzoekenden tussen 30 en 40 jaar en 40 en 50 jaar hadden een nog lagere uitstroomkans.

406

Het verschil met de 18 tot 21 jarigen was echter niet meer significant op een niveau van 5% als er ook rekening gehouden werd met niet-geobserveerde heterogeniteit. Dat wij wel een significant effect vinden komt mogelijk door onze meer precieze meting van de potentiële ervaring in vergelijking tot werken met een wissel.

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

310

De leeftijd heeft het sterkste negatieve effect bij de Belgische en de Nederlandse mannen die, als zij op hun 18de werkloos worden, een zeer grote uitstroomkans hebben. Er is ook een groter negatief effect van de potentiële ervaring bij de Belgische en de Nederlandse vrouwen dan bij de andere vrouwen. De verschillen tussen Belgen en Italianen, Turken en Marokkanen zijn altijd significant. Nederlanders hebben, zowel voor ω, θ0 als voor de potentiële ervaring, coëfficiënten die sterk overeenkomen met die van de Belgen. Figuur 5.5 en 5.6 geven, voor de basisgroep, het verloop van de theoretische hazard in functie van het leeftijdsverschil met de 17-jarigen.

hazard

Figuur 5.5:Theoretische hazard en potentiële ervaring bij basisgroep mannen

0,8 0,7 0,6 0,5 0,4 0,3 0,2 0,1 0

Belgen Nederlanders Italianen Marokkanen Turken

1

2

3

4

5

6

7

8

9 10 11 12 13

leeftijdsverschil met 17 jaar

hazard

Figuur 5.6: Theoretische hazard en potentiële ervaring bij basisgroep vrouwen

0,8 0,7 0,6 0,5 0,4 0,3 0,2 0,1 0

Belgen Nederlanders Italianen Marokkanen Turken 1

2

3

4

5

6

7

8

9 10 11 12 13

Leeftijdsverschil met 17 jaar

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

311

De figuren laten zien dat de uitstroomintensiteit uit de werkloosheid vooral bij de jongste werklozen hoger is bij de Belgen en Nederlanders dan bij de overige nationaliteiten. Vooral bij de mannen zijn de verschillen in patroon opvallend. Dat impliceert dat, binnen hun (nationale) groep, werkloze Belgische en Nederlandse mannen van 30 jaar een slechtere positie hebben inzake verwachte effectieve arbeidseenheden en motivatie dan hun Turkse, Italiaanse en Marokkaanse leeftijdsgenoten. Een mogelijke verklaring is dat de potentiële ervaring pas een negatief effect kan uitoefenen als de nationale groep voldoende kansen heeft gekregen om zinvolle ervaring op te doen. Als stabiele banen en banen met opleidingskosten voor de werkgever eerder aangeboden worden aan Belgen en Nederlanders dan aan de andere groepen, dan leidt dit tot een groter verschil in de gemiddelde relevante ervaring van een 30 jarige met een 18 jarige bij Belgen en Nederlanders. Met enige overdrijving kan men stellen dat onder Belgische en Nederlandse mannen vele jongeren kans maken op werkloosheid, maar dat enkel de kneusjes en de minder gemotiveerden op hun 30ste werkloos worden. Omdat zij minder kansen krijgen is dat veel minder het geval voor Turkse, Italiaanse en Marokkaanse mannen. De daling van de hazard met de leeftijd betekent echter meer dan dat. Het impliceert ook dat iemand die werkloos wordt op zijn 30ste een slechtere positie heeft, wat betreft vaardigheden en/of motivatie, dan een 18 jarige werkzoekende werkloze. De ceteris paribus voorwaarde is hier uiteraard erg belangrijk. Een werkloze man van 30 jaar zal met een grotere waarschijnlijkheid gehuwd zijn, kan een diploma van het hoger onderwijs hebben, en heeft zeer waarschijnlijk ook een vorige sector van tewerkstelling. Bij de 18 jarige is dit alles onwaarschijnlijk. De gemiddelde werkloze Belgische en Nederlandse man van 30 kan de handicap van de “potentiële ervaring” dus grotendeels compenseren met de werkelijke ervaring die hij via scholing en werken heeft opgedaan. De gevonden negatieve coëfficiënt voor de potentiële ervaring impliceert alleen dat een werkzoekende van 30 jaar die niet gehuwd is, geen ervaring heeft, en geen hoog diploma bezit, lagere uitstroomkansen heeft dan een werkzoekende van 18 jaar met dezelfde kenmerken.

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

312

2.3.2.3 Het effect van het huwelijk

Het gehuwd zijn heeft, zoals voorspeld, een significant positief effect op de uitstroomkansen bij Belgische, Nederlandse en Italiaanse mannen, een positief effect bij Marokkaanse mannen en een significant negatief effect bij de vrouwen van de vier nationaliteiten. Bij Turken heeft het huwelijk geen duidelijk effect. Met uitzondering van de Italiaanse en de Turkse mannen stromen gescheiden mannen of weduwnaars niet significant sneller uit de werkloosheid dan ongehuwden, wat wijst op het mogelijke belang van het motiverende effect van het hebben van een vrouw en kinderen bij mannen. Belgische vrouwen die alleenstaand zijn na een huwelijk hebben significant lagere uitstroomkansen dan ongehuwden.

2.3.2.4 De effecten van de gevolgde opleiding

De coëfficiënten bij de Belgen geven de normale effecten van de diploma’s op de uitstroomkansen weer. De basisgroep bij de schatting zijn werklozen met enkel een diploma van het lager onderwijs of minder. Binnen dezelfde richting (technisch, beroeps, of algemeen vormend) levert een verhoging van het opleidingsniveau (van lager secundair tot hoger secundair en hoger) altijd een grotere coëfficiënt op, zowel bij Belgische mannen als vrouwen. Het technisch onderwijs levert altijd de hoogste coëfficiënten, bij de mannen gevolgd door het beroepsonderwijs en bij de vrouwen door het algemeen vormend onderwijs. Ook bij Italianen, Marokkanen en Turken hebben de onderwijswissels vaak het verwachte significant positieve effect ten opzichte van een diploma lager onderwijs. Ondanks de hogere standaardfouten bij deze groepen, kunnen er ook significante verschillen in coëfficiënten met de Belgen gevonden worden. De coëfficiënten van Marokkanen, Turken en Italianen zijn significant lager dan die van de Belgische mannen bij het diploma lager secundair technisch (LST), het hoger secundair beroeps (HSB), en het hoger secundair technisch (HST). De coëfficiënten van het HSB van Marokkaanse en Turkse vrouwen zijn significant lager dan die van de Belgen. Deze verschillen met de Belgen in de coëfficiënten van het HST, HSB en het LST bij mannen en het HSB bij vrouwen zijn een belangrijk resultaat, aangezien het hier gaat om middelhoge

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

313

diploma’s waarin de werkloze vreemdelingen, zeker in verhouding tot hun lage aandeel in het hoger onderwijs, toch al een zekere vertegenwoordiging hebben (zie appendix V.2). Dit resultaat stemt overeen met de voorspelling (zie hoofdstuk 3) dat statistische discriminatie belangrijk is in banen voor middelmatig geschoolden, omdat verschillen in het (gemiddelde) menselijke kapitaal (zoals kennis van het Nederlands…) daar relevant zijn en werkgevers er geconfronteerd worden met een ruim aanbod van kandidaten (onder Belgische werklozen zijn het HST, het HSB en het LST belangrijke richtingen, zie appendix V.2), wat een preselectie op basis van de nationale groep interessant maakt. Toch hebben deze middelmatig geschoolde allochtonen meestal significant hogere uitstroomkansen dan hun landgenoten met enkel een diploma van het lager onderwijs, en zeer waarschijnlijk ook dan die met enkel een diploma lager secundair beroeps. De coëfficiënt van het LSB is immers erg klein en enkel significant verschillend van 0 bij Belgische en Italiaanse mannen. Dat de geschatte coëfficiënten voor het LSB niet significant verschillen van nul bij Turken en Marokkanen is in overeenstemming met het bestaan van een groep werklozen zonder reële uitstroomkansen (propositie 4). In afdeling 1 vonden wij reeds aanwijzingen voor het bestaan van een y-waarde boven het LSB bij vrouwen en Turkse mannen. Deze hypothese wordt nu ook bevestigd bij de Marokkaanse mannen, maar vindt geen steun bij Italianen. Noteer de effecten van onderwijs bij Nederlanders, die opgenomen werden als een controlegroep. Als statistische discriminatie op basis van de nationale groep de oorzaak is van verschillen in coëfficiënten, dan kan verwacht worden dat Nederlanders (die genieten van een gunstiger stereotiep beeld door betere taalkennis, opleiding, e.d.) dezelfde coëfficiënten hebben als de Belgen. Die hypothese kan niet verworpen worden bij de mannen, waar er nooit een significant verschil is met de Belgen. Bij de hoger secundair en hoger opgeleide Nederlandse vrouwen is er echter wel een significant verschil met de Belgen407. Het is niet onmogelijk dat hoger geschoolde Nederlandse vrouwen meer dan Nederlandse mannen hinder ondervonden van de wettelijke discriminatie die in de periode 407

Dit verschil blijft bestaan als men de opsplitsing maakt tussen secundair en hoger onderwijs. De diploma’s HST, HSA, HT en HA geven dan een coëfficiënt van resp. 0.41(0.06), 0.41(0.07), 0.96(0.07) en 1.05 (0.08) bij Belgische vrouwen en 0.09 (0.17), 0.09 (0.18), 0.59 (0.18) en 0.49(0.25) bij Nederlandse vrouwen. Ook bij de Italiaanse vrouwen heeft de wissel van het HSA+ hoger niet technisch een geringer effect dan bij de Belgen.

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

314

1989-1993 nog gold voor alle vreemdelingen in overheidsbetrekkingen. Het percentage van de tewerkgestelde vrouwen dat ambtenaar is, is immers groter dan dat van de mannen (zie tabel 3.2 en 3.3)408.

2.3.2.5 De effecten van de conjunctuur

De wissels voor de instroomjaren 1991 tot 1993 zijn meestal significant negatief en nemen toe in absolute waarde. Dat wijst op de effecten van de verslechtering van de conjunctuur ten opzichte van 1989. Het jobmarktmodel van hoofdstuk 2 leidt tot de voorspelling dat een verslechtering van de conjunctuur grotere effecten heeft op de uitstroomkansen van nationale groepen met lage e-waarden. Aangezien statistische discriminatie leidt tot lagere e-waarden voor nationale groepen met lage µj*’s, kan verwacht worden dat de conjunctuurverslechtering zich eerder en sterker liet voelen bij Turken en Marokkanen, en eventueel Italianen, dan bij Belgen en Nederlanders. De conjunctuurverslechtering heeft een sneller en sterker negatief effect gehad bij Marokkaanse en Turkse mannen en bij Marokkaanse en Italiaanse vrouwen dan bij hun Belgische seksegenoten. Dat volgt uit de significante verschillen met de Belgen voor de wissels voor 1990, 1991 en/of 1992. Bij Italiaanse mannen vindt die stelling geen steun. De verslechtering van de conjunctuur heeft er in het dieptepunt 1993 een zwakker effect gehad op de uitstroomkansen dan bij Belgische mannen. Turkse vrouwen ondervonden nog geen hinder van de verslechtering van de conjunctuur in 1990, maar hebben verder gelijkaardige coëfficiënten als de Marokkaanse.

2.3.2.6 Effecten van de provincie en geografische concentratie

De coëfficiënten van de Belgen geven het normale verwachte effect van een provincie weer. Er is, zowel bij mannen als vrouwen, een gunstig effect op de uitstroomkansen uit de

408

Er moet ook rekening mee gehouden worden dat enkel de groep die haar hoogste diploma behaalde in België betrokken werd bij de schattingen. Daardoor viel een groter aantal Nederlanders weg dan Turken of Marokkanen.

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

315

werkloosheid van het wonen in West-Vlaanderen in vergelijking tot Antwerpen. Belgische vrouwen in Limburg en Oost-Vlaanderen hebben lagere uitstroomkansen dan die in Antwerpen. Die in Vlaams-Brabant hebben hogere uitstroomkansen. Marokkaanse mannen die in Vlaams Brabant wonen hebben significant hogere uitstroomkansen dan zij die in hun concentratieprovincie Antwerpen wonen. Hetzelfde geldt voor West-Vlaanderen, maar dat effect werd ook teruggevonden bij de Belgische mannen. Verder zijn er geen duidelijke aanwijzingen voor negatieve effecten van concentratie. Dat was misschien ook niet te verwachten. De wissels voor de provincie bevatten zowel het vraageffect (er zijn belangrijke verschillen in de economische situatie tussen provincies) als een (erg ruwe) maatstaf voor het effect van geografische concentratie. Om de effecten van geografische concentratie meer precies te meten werden ook regressies uitgevoerd gebruik makend van een wissel (CONC) die aangeeft of een werkloze woont in een gemeente met een hoge concentratie van allochtonen uit arme landen409. In de volgende tabel worden de resultaten daarvan gepresenteerd. Tabel 5.10:De effecten van wonen in een concentratiegemeente410 Belgische

Marokkaanse

Turkse

Belgische

Marokkaanse

Turkse

Mannen

mannen

mannen

Vrouwen

vrouwen

vrouwen

θB

θj -θB

θj - θB

θB

θj - θB

θj - θB

CONC

-0.15**(0.04)

0.29°°(0.10)

-0.18(0.13)

0.02 (0.03)

0.16 (0.14)

0.18 (0.14)

LSB

0.17**(0.04)

0.06 (0.14)

-0.14(0.17)

0.06 (0.04)

-0.04 (0.19)

0.02 (0.18)

LSB*CONC

-0.03

(0.08)

-0.26 (0.18)

0.13(0.20)

-0.04 (0.07)

-0.15 (0.23)

-0.10 (0.21)

LST

0.48**(0.06)

-0.26 (0.25)

-0.37(0.26)

0.35**(0.08)

-0.19 (0.70)

0.19 (0.97)

LST*CONC

0.09

(0.11)

-0.02 (0.30)

-0.11(0.31)

0.07

(0.19)

0.03 (0.87)

-0.17 (1.07)

HSB

0.61**(0.05)

-0.17 (0.24)

-0.59(0.37)

0.38**(0.04)

-0.10 (0.21)

-0.01 (0.25)

HSB*CONC

-0.04

-0.18 (0.29)

0.23(0.38)

-0.05 (0.07)

-0.17 (0.25)

-0.24 (0.29)

(0.10)

409

Het gaat om de gemeenten met een hoge concentratie van “VFIK-migranten” gerapporteerd in een studie van de administratie Planning en Statistiek van de Vlaamse Gemeenschap (1995). VFIK-migranten omvatten alle vreemdelingen behalve die uit de landen van de Europese Unie, de West-Europese landen en de landen met een Bruto Nationaal Product per capita hoger dan 150.000 frank per jaar. De gemeenten met een hoge concentratie van VFIK-migranten zijn: Antwerpen, Gent, Mechelen, Genk, Lokeren, Vilvoorde, Sint-Niklaas, Beringen, Heusden-zolder, Maasmechelen, Houthalen-Helchteren, Leuven, Sint-Genesius-Rode, Ronse en Wetteren. 410

De resultaten voor de Belgen zijn gebaseerd op een steekproef van 20% van de werkloze mannen en vrouwen.

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

316

HST

0.68**(0.05)

-0.97°°(0.24)

-0.02(0.51)

0.61**(0.04)

-0.06 (0.20)

-0.15 (0.31)

HST*CONC

0.00

0.62° (0.32)

-0.43(0.54)

-

-

-

(0.10)

a

** slaat op een significant verschil van nul op een testniveau van 5%, * op een niveau van 10%. °° en ° wijzen op een significant verschil met de coëfficiënt van de Belgen op een testniveau van resp. 5% en 10%. In dit geval is dat hetzelfde als een sig,ificant verschil van 0.

De wissel CONC werd rechtstreeks én in interactie met de wissels voor het LSB, LST, HSB (en HST bij mannen) opgenomen in de regressie. Op basis van de theorie van ethnisch kapitaal en die rol van concentratiescholen werd een ongunstig effect verwacht van de wissel CONC, zowel direct als op de coëfficiënten van de beschouwde diploma’s. Dat negatief effect zou moeten optreden bij Marokkanen en Turken, maar kan ook terug te vinden zijn bij Belgen, omdat er in concentratiegemeenten meer Belgen zijn die behoren tot de betreffende vreemde nationale groep. De resultaten tonen weinig duidelijke effecten. Er is een significant negatief effect op de uitstroomkansen van wonen in een concentratiegemeente voor Belgische mannen. Dat geldt ook voor Turkse mannen. De cijfers voor Turken en Marokkanen tonen immers het verschil in coëfficiënt met de Belgen. De overige groepen ondervonden geen hinder van wonen in een concentratiegemeente. De interactie met wonen in een concentratiegemeente zorgt nooit voor significant lagere coëfficiënten van de beschouwde diploma’s. Wij besluiten dat er enkel zwakke evidentie bestaat voor negatieve effecten van geografische concentratie op de uitstroomkansen uit de werkloosheid. Ook de stelling dat concentratiescholen verantwoordelijk zijn voor het (eerder aangetoonde) kleinere effect van een diploma HSB, LST en HST bij allochtone mannen is niet aangetoond. Omdat niet gewerkt kon worden met gegevens over nationale groepen en omdat wonen in een gemeente met een verhoogde concentratie van allochtonen uit arme landen nog niet hetzelfde is als afstuderen in een concentratieschool hebben wij echter ook niet aangetoond dat deze stellingen kunnen verworpen worden.

2.3.2.7 De effecten van de sectoriële wissels

De basisgroep bij de schattingen heeft een vorige baan in de verwerkende nijverheid

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

317

(=industrie) of de primaire sector (buiten steenkool bij mannen). Om na te gaan of die ervaring een positief effect gehad heeft op de uitstroomkansen kan men kijken naar de coëfficiënten van de wissels voor de groep werklozen die nooit gewerkt heeft zonder of met aanspraak op wachtgeld (de twee laatste rijen met coëfficiënten in tabel 5.8 en 5.9). Deze wissels hadden enkel een significant negatief effect bij Belgische en, voor één van de twee, bij Nederlandse mannen. De andere coëfficiënten geven het effect van het verschil in ervaring in de betreffende sector ten opzichte van ervaring in de industrie en de primaire sector411 weer. De enige sector die bij de Belgische mannen aanleiding gaf tot significant hogere uitstroomkansen dan de industrie is de bouwnijverheid. Ook bij de Italiaanse en Turkse mannen is er een significant positief effect op de uitstroomkansen van ervaring in de bouwnijverheid. De steenkoolnijverheid is een sector met een tegenovergestelde evolutie. De steenkoolmijnen waren een concentratiesector zowel voor de Italiaanse als de Turkse mannen. Er is echter een opmerkelijk verschil in resultaat: bij de Turken heeft deze wissel, zoals kon verwacht worden, een significant negatief effect. Bij de Italiaanse mannen is er, ondanks de sluiting van de steenkoolmijnen in de periode van de schattingen, geen negatief effect. Dat resultaat stemt overeen met dat van een studie van de Permanente Werkgroep Limburg (1991) rond de effecten van de sluiting van de eerste reeks mijnen van de KS. Daar werd gevonden dat Belgische en Italiaanse ex-mijnwerkers veel hogere kansen hadden nadien werk te vinden dan Turken. Dat verschil bleef bestaan na controle voor de kennis van het Nederlands en werkervaring buiten de KS. Wel bleek de functie uitgeoefend binnen de KS een belangrijke rol te spelen. Van de Italiaanse en Turkse mannen heeft nooit meer dan 2% een vorige ervaring in de dienstverlening door de overheid of vzw ’s. De coëfficiënt voor de betreffende wissel van deze groepen is echter significant positief en voor de Turken ook significant hoger dan bij de Belgen. Van de Turkse mannen heeft slechts 10% gewerkt in de diensten in de marktsector, wat minder is dan bij de Belgen (15%). Ook deze wissel heeft een positief effect op de

411

Bij de vrouwen omvat de primaire sector ook de steenkoolnijverheid, en zit ook de bouwnijverheid in de basisgroep. Het betreft hier echter een zeer klein aantal gevallen (zie tabel 5.6).

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

318

uitstroomkans van de Turken, die significant hoger is dan bij de Belgen412. De schattingsresultaten bij de vrouwen geven een ander beeld dan bij de mannen. Vooreerst doen vrouwen met ervaring in de industrie het nooit beter dan vrouwen zonder enige ervaring. Belgische en Nederlandse vrouwen met ervaring in de handel, de diensten in de marktsector en de diensten in de publieke sector hebben significant hogere uitstroomkansen dan vrouwen met ervaring in de industrie. Ook Italiaanse vrouwen met ervaring in de dienstverlening in de publieke sector doen het significant beter dan die met ervaring in de industrie. Bij Turkse en Marokkaanse vrouwen leidt ervaring in de handel en dienstensectoren nooit tot hogere uitstroomkansen dan ervaring in de industrie. Drie van de 6 coëfficiënten zijn significant lager dan die voor de Belgen. Dat resultaat is belangrijk. Als Turkse en Marokkaanse vrouwen niet meer kansen hadden in de diensten dan in de industrie, dan hadden zij minder incentieven om zich te oriënteren op de, voor de creatie van nieuwe banen, belangrijkere dienstensectoren.

3 Decompositie van Oaxaca De schattingen van tabel 5.8 en 5.9 laten toe de Oaxaca decompositiemethode toe te passen. Deze methode werd geïntroduceerd door Oaxaca (1973) in de context van discriminatie van vrouwen en wordt nog steeds frequent toegepast in de literatuur over discriminatie op de arbeidsmarkt413. De methode laat niet toe het onderscheid te maken tussen statistische en andere vormen van discriminatie, maar de toepassing ervan leidt toch tot interessante resultaten.

412

Deze resultaten wijzen mogelijk op een gunstig effect van een betere integratie. De betreffende werklozen zijn er vroeger reeds in geslaagd in voor hun nationale groep a-typische sectoren werk te vinden. Vanuit de theorie van etnisch kapitaal moeten meer contacten met Belgen leiden tot betere prestaties.

413

Voor een overzicht van de literatuur over discriminatie van zwarten en vrouwen, zie Darity en Mason (1998). Voor een toepassing van de decompositiemethode op de lonen en tewerkstellingskansen van allochtonen in Nederland, zie Kee (1993).

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

319

De bedoeling is uit te maken in welke mate verschillen in de uitkomst (het inkomen, de status, de werkloosheidsduur,…) tussen groepen kunnen toegeschreven worden aan gemiddelde verschillen in het verworven menselijk kapitaal, of aan een verschil in behandeling gegeven de individuele vaardigheden. Dat vereist dat men voor elk kenmerk op zoek gaat naar de coëfficiënt in afwezigheid van discriminatie op de jobmarkt. Kee (1993) neemt aan dat deze coëfficiënten gegeven worden door een met de aandelen in de tewerkstelling gewogen gemiddelde van de coëfficiënten van elke nationale groep. Kee’s oplossing verschilt in feite niet veel van het nemen van de coëfficiënten van de basisgroep (in ons geval de Belgen)414. De coëfficiënten in de regressie van de Belgen benaderen de situatie zonder statistische discriminatie wellicht het best omdat zij mede gebaseerd zijn op jobmarkten waar geen discriminatie op basis van de nationale groep bestaat (wegens te weinig allochtonen). Anderzijds wordt zo geen of (bij weging) te weinig rekening gehouden met onzuiverheden in de meting van ervaring of opleiding (zoals de veronderstelde geringere relevante ervaring van allochtonen, lagere percentages behaald in het onderwijs, of verschillen in de kwaliteit van scholen). Als men de uitstroomkansen van een Turk met die van een Belg met exact dezelfde achtergrond (zelfde buurt, school, en ervaring…) wil vergelijken zijn de coëfficiënten in de regressie van de Turken mogelijk een betere beschrijving van de situatie van deze Belg, dan de coëfficiënten geschat op basis van de totale groep Belgen. Daarom zullen wij zowel een decompositie maken op basis van de coëfficiënten van de Belgen, als één op basis van de coëfficiënten van de allochtone groep. De geschatte hazard werd gegeven in (5). De niet-lineariteit van deze uitdrukking compliceert het uitvoeren van een decompositie. Daarom voeren wij eerst een decompositie uit waarbij enkel gekeken wordt naar de gemiddelde verschillen in θ’x. θ’x bepaalt volledig de theoretische hazard exp(θ’x). Een hogere θ’x wijst op een hogere uitstroomintensiteit uit de werkloosheid. Het gemiddelde verschil in θ’x tussen de Belgen en nationaliteit j is gelijk aan θ B ' x B − θ j ' x j . Daarbij zijn x B en x j kolomvectoren met de gemiddelde waarden voor de x-variabelen. Gezien dat wissels zijn gaat het om de aandelen weergegeven in tabel 5.5. en

414

De auteur geeft dit zelf toe wanneer hij zijn methode toepast op de kans tewerkgesteld te zijn (Kee, 1993).

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

320

5.6. De bedoeling is na te gaan welk gedeelte van het totale verschil kan verklaard worden door verschillen in de gemiddelde x-waarden met de Belgen. Figuur 5.7 geeft de resultaten bij mannen van de decompositie op basis van de geschatte coëfficiënten van de Belgen (uit tabel 5.8). Het rechtse balkje geeft het totale verschil in θ’x weer. Het linkse balkje geeft aan in welke zin en in welke mate verschillen in een aantal groepen van kenmerken bijdragen tot het verklaren van het verschil in θ’x met de Belgen. Als

θ B ' ( x B − x j ) > 0 heeft een groep van kenmerken een positieve bijdrage tot het verschil. Als θ B ' ( x B − x j ) < 0 dan heeft een groep van kenmerken een negatieve bijdrage. Zij leidt dan tot een hogere uitstroomintensiteit voor de vreemde nationaliteit. De som van deze positieve en negatieve elementen geeft de totale verklaarde bijdrage (niet weergegeven in de figuren, wel in tabellen A.V.8-A.V.11 in de appendix).

Figuur 5.7: Decompositie van het verschil in θ’x met de Belgen op basis van de coëfficiënten van de Belgen, mannen

1,2 1 0,8 0,6

totaal verschil

0,4

sector/ervaring

0,2

provincie

0

instroomjaar

-0,2 -0,4 Nederlanders

diploma Italianen

Marokkanen

Turken

burgerlijke stand gemiddelde leeftijd

De verschillen in gemiddelde kenmerken met de Belgen verklaren wel degelijk een deel van het verschil in θ’x. Het verschil in opleidingsniveau speelt daarbij, behalve bij Nederlanders, de grootste rol. Ook de verdeling van (werkloze) allochtonen over de provincies draagt bij tot de verklaring van de verschillen met de Belgen. Alle beschouwde vreemde nationale groepen

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

321

zijn erg zwak vertegenwoordigd in de provincie West-Vlaanderen en zijn sterker vertegenwoordigd, of zelfs geconcentreerd in Limburg. Dat zijn de provincies waar de uitstroomkansen (bij de Belgen) respectievelijk het hoogst en (vrijwel) het laagst zijn. Ook de hogere gemiddelde leeftijd van de Nederlanders (25 jaar) en Italianen (24.4 jaar) ten opzichte van de Belgen (23.1 jaar) draagt bij tot de verklaring van het totale verschil. Niet alle verschillen in kenmerken met de Belgen hebben echter een positieve bijdrage tot het verschil met de Belgen. Italianen, Marokkanen en Turken stroomden in de periode 19891993 sneller in de werkloosheid dan Belgen. Omdat de hazard afnam in de periode 19891993 heeft dat een positief effect gehad op hun globale uitstroomkansen. Ook het feit dat Turkse, Marokkaanse en Italiaanse werkloze mannen in grotere mate gehuwd zijn dan Belgische gaf aanleiding tot grotere uitstroomkansen uit de werkloosheid voor die eerste drie groepen. Bij Nederlandse en Italiaanse mannen is er een (gering) gunstig effect van de wissels inzake sector en ervaring. Dat is toe te schrijven aan het grotere aandeel van de Italiaanse en Nederlandse mannen die reeds werkervaring opgedaan hadden415. In overeenstemming met het bestaan van discriminatie en achterstelling van vreemde nationale groepen volstaan verschillen in gemiddelde kenmerken niet om de verschillen met de Belgen te verklaren. Dat is zeker zo als men het netto-effect van de verschillen in gemiddelde kenmerken (bij gebruik van de coëfficiënten van de Belgen) beschouwt. Bij de Nederlanders verklaren de verschillen in gemiddelde kenmerken nog 49,4% van de verschillen in θ’x met de Belgen (zie tabel A.V.8 in appendix V.5). Bij Italianen, Marokkanen en Turken valt dat “verklaarde” percentage terug tot respectievelijk 22,9%, 17,6%, en 11,7%. Dat zo ’n klein aandeel van het verschil verklaard wordt is opmerkelijk, vooral in het licht van de vrij grote verschillen in gemiddelde kenmerken tussen Belgische werklozen enerzijds, en Italiaanse, Marokkaanse en Turkse werklozen anderzijds inzake opleidingsniveau, verdeling over provincies en sector van vorige tewerkstelling (zie tabel 5.5). Zoals reeds gesteld voerde Kee (1993) een gelijkaardige decompositie uit bij een schatting

415

De twee wissels voor groepen zonder vorige sector van tewerkstelling hadden in de regressie voor de Belgen een negatieve coëfficiënt (zie tabel 5.8).

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

322

van de kans tewerkgesteld te zijn in Nederland van Antilliaanse, Surinaamse, Turkse en Marokkaanse immigranten. Hij vond, in overeenstemming met ons resultaat, dat het verschil in werkloosheidsgraad tussen Nederlandse en Turkse mannen voor het grootste deel toe te schrijven was aan verschillen in coëfficiënten416. Dat was ook het geval bij Surinamers. Bij Marokkanen en Antillianen daarentegen, kon het verschil met de Nederlanders volledig toegeschreven worden aan verschillen in kenmerken417. In Kee’s (1993) decompositie droegen vooral het aantal jaren scholing in Nederland (niet dat in het buitenland) en, bij Turken en Marokkanen, ook de mondelinge taalkennis418 van het Nederlands bij tot het verklaren van het verschil met de autochtonen. Dat bevestigt het boven aangetoonde belang van het gevolgde onderwijs, en geeft aan dat het gebruik van fijnere maatstaven voor het meten van verschillen in menselijk kapitaal tot een grotere verklaarde component zou kunnen leiden. De decompositie laat een opmerkelijk sterk effect zien van de burgerlijke stand bij Turkse mannen. Bij evaluatie met de Belgische coëfficiënten heeft het hoge percentage gehuwde Turkse werklozen (53,7% versus 13,7% bij de Belgen) een positief effect op de hazard. Men kan zich afvragen of het huwelijk ook in werkelijkheid in die mate gespeeld heeft bij de Turken. Het is mogelijk dat het feit dat een man al dan niet gehuwd is bij Belgen meer dan bij Turken gecorreleerd is met andere (niet geobserveerde) gunstige eigenschappen. De vraag of de geschatte coëfficiënten bij de Belgische mannen wel de aangewezen gewichten zijn voor het maken van de decompositie kan ook gesteld worden bij andere kenmerken. Zo wordt het effect van de provincie en de vorige sector van tewerkstelling onderschat als de concentratie van een nationale groep in een provincie of sector met ongunstige tewerkstellingssituatie een bijkomend negatief effect gehad heeft op de tewerkstellingskansen. Enkel de coëfficiënten in de regressie bij de betreffende groep allochtonen geven dergelijke effecten weer. Om een antwoord te geven op dit soort vragen is 416

Het totale verschil in de werkloosheidsgraad tussen Nederlandse een Turkse mannen was 35%. 14.4% werd verklaard door verschillen in kenmerken, 20.6% door verschillen in coëfficiënten (Kee, 1993).

417

De Marokkaanse nationale groep is in Nederland minder sterk vertegenwoordigd dan in België. Voor zijn schattingen baseerde Kee (1993) zich op enquêtegegevens over 94 Antillianen, 214 Surinamers, 272 Marokkanen en 617 Turken. Een verschil met onze schattingen is dat het hier wel degelijk om immigranten gaat, en niet om kinderen van immigranten die eventueel hier geboren zijn.

418

Voor schriftelijke taalkennis werd niet getoetst.

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

323

het zinvol de decompositie ook uit te voeren op basis van de coëfficiënten van de betreffende vreemde nationale groep. De resultaten van deze decompositie voor mannen worden weergegeven in tabel A.V.9 van appendix V.5. en grafisch in figuur 5.8. Net zoals de decompositie op basis van de geschatte coëfficiënten van de Belgen toont ook deze decompositie dat de verschillen in θ’x niet volledig verklaard worden door verschillen in gemiddelde kenmerken. De eerder getoonde effecten van opleiding, provincie, leeftijd en instroomjaar worden ook hier teruggevonden. Er zijn echter ook opmerkelijke verschillen in resultaat. Terwijl de decompositie op basis van de coëfficiënten van de Belgen slechts toeliet 11,7% van het verschil in θ’x tussen Belgen en Turken te verklaren, kan nu 34,5% toegeschreven worden aan verschillen in gemiddelde kenmerken. Dit is het gevolg van een sterker effect van de provincie, een positieve bijdrage tot het verschil van de sector van vorige tewerkstelling419 en het geringer effect van het hoger percentage gehuwden onder Turkse mannen bij evaluatie met de coëfficiënten van de Turken.

Figuur 5.8: Decompositie van het verschil in θ’x met de Belgen op basis van de coëfficiënten van de vreemde nationaliteiten, mannen 1,2 1 0,8

totaal verschil

0,6

sector/ervaring provincie

0,4

instroomjaar

0,2

diploma

0 -0,2

Burgerl. stand Neder- Italialanders nen

Marok- Turken kanen

gemiddelde leeftijd

Positief aan het gebruik van de coëfficiënten van de vreemde nationale groep voor de decompositie is dat deze zo beter weergeeft wat het effect is van de wijziging in gemiddelde

419

Dat is het gevolg van het significant negatief effect op de uitstroomkans van de steenkoolmijnen als vorige sector van tewerkstelling, een effect dat enkel bij de Turkse mannen gevonden werd.

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

324

kenmerken vertrekkend vanuit de situatie van de allochtone groep in kwestie. Op basis hiervan kan het eerder gevonden sterke effect op de gemiddelde uitstroomkansen van de grotere mate waarin Turkse mannen gehuwd zijn gerelativeerd worden (alhoewel het positief blijft). Op basis van de coëfficiënten van de Belgen had de vorige sector van tewerkstelling een positief effect op de tewerkstelling bij Italianen, en geen netto effect bij Turken en Marokkanen. Bij weging met de coëfficiënten van de betreffende nationale groepen blijken de effecten van de vorige sector van tewerkstelling minder gunstig. Dit valt toe te schrijven aan het wegvallen van het positief effect van het hebben van vroegere werkervaring op de uitstroomkansen bij die drie nationale groepen420, en de minder gunstige effecten van ervaring in de industrie(=de basisgroep bij de schatting in tabel 5.10) bij allochtonen. De concentratie in de bouwnijverheid had wel degelijk een positief effect bij Italianen maar dat wordt gecompenseerd door andere sectorale effecten. Alhoewel deze benadering tot interessante resultaten leidt is zij niet noodzakelijk superieur aan die op basis van de coëfficiënten van de Belgen. De decompositie op basis van de geschatte coëfficiënten van kleinere nationale groepen (met daardoor vaak grote standaardafwijkingen) brengt immers instabiliteit binnen421. Waar bij Turken (met 2227 man de grootste vreemde groep) een groter gedeelte van het verschil verklaard wordt, wordt bij Marokkanen, Italianen en Nederlanders een geringer gedeelte van het verschil in θ’x verklaard dan bij een decompositie op basis van de coëfficiënten van de Belgische nationale groep (zie appendix V.5). Hierboven werd enkel gekeken naar verschillen in θ’x. Er zijn ook verschillen in geschatte ωwaarden tussen groepen. De lagere ω’s bij Italianen, Marokkanen en Turken zouden bij een langere doorstane werkloosheidsduur, de verschillen in θ’x zelfs kunnen compenseren (zie hiervoor appendix V.4). Om hiermee rekening te houden werd de hazard (zoals gegeven in

420

Mannen van de 4 vreemde nationaliteiten stromen minder vaak in de werkloosheid na wachttijd of legerdienst (zie tabel 5.5) (en dus zonder voldoende ervaring voor de toekenning van een sector) dan Belgen. De coëfficiënt van die wissel is echter niet negatief zoals bij de Belgen en Nederlanders, maar zeer klein of positief bij Turken, Italianen of Marokkanen (zie tabel 5.8). De coëfficiënt van -0.632 bij Nederlanders is grotendeels verantwoordelijk voor het in figuur 5.10 getoonde positieve effect van sector/ervaring bij Nederlanders op de hazard.

421

Zo valt het effect van de provincie helemaal weg bij de Italianen, en is het wel erg groot bij de Turken. In beide gevallen zijn echter ook de standaardfouten van de geschatte coëfficiënten voor de provincie groot.

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

325

(5)) berekend voor een gemiddelde Belg, Nederlander, Italiaan, Marokkaan en Turk. Dit gebeurde zowel bij het begin van de werkloosheid (duur=0) als bij een werkloosheidsduur van 7 maanden. Tabel 5.11 geeft de resultaten voor de mannen weer. Bij het berekenen van de hazard voor de werklozen met een doorstane duur van 7 maanden werd gebruik gemaakt van de gemiddelde kenmerken van de werklozen met een geobserveerde duur van minstens 7 maanden. Daardoor sluit de berekende hazard nauwer aan bij de gemiddelde uitstroomintensiteit die men ook in de realiteit verwacht bij werklozen met een doorstane duur van 7 maanden. Tabel 5.11: De verschillen in de hazard bij een doorstane duur van 0 en 7 maanden, mannen Gemiddelde…

Hazard

Verschil in

Hazard bij gebruik Verschil verklaard

Percentage

nationale

hazard met

coëfficiënten

door gemiddelde

Verklaard

groep

Belgen

Belgen

kenmerken

Belg, duur=0

0.53

-

0.53

-

-

Nederlander, duur=0

0.349

0.181

0.431

0.099

54.7%

Italiaan, duur=0

0.260

0.270

0.450

0.080

29.6%

Marokkaan, duur=0

0.194

0.336

0.444

0.086

25.6%

Turk, duur=0

0.181

0.349

0.469

0.061

17.5%

Belg, duur=7

0.210

-

0.210

-

-

Nederlander, duur=7

0.174

0.036

0.193

0.017

47.2%

Italiaan, duur=7

0.177

0.033

0.204

0.006

18.2%

Marokkaan, duur=7

0.141

0.069

0.203

0.007

10.1%

Turk, duur=7

0.124

0.086

0.208

0.002

2.3%

Bron: hazard berekend met uitdrukking (5), met t=0 bij duur=0 en t=7 bij duur=7. Bij duur=7 werd gebruik gemaakt van de gemiddelde x-waarden bij die duur. De ω en θ komen uit de regressieresultaten (tabel 5.8).

Uit tabel 5.11 blijkt dat er bij het begin van de werkloosheid grote onverklaarde verschillen in de hazard zijn. De uitstroomintensiteit uit de werkloosheid van een gemiddelde Belgische man die aan een werkloosheidsinterval begint wordt geëvalueerd op 0.53, die van een gemiddelde Turkse man slechts op 0.18. Geeft men aan de gemiddeld Turkse werkloze de geschatte coëfficiënten van een Belg, dan stijgt zijn hazard tot 0.47. Na een doorstane duur van 7 maanden in de werkloosheid is de uitstroomintensiteit van de gemiddelde Belgische man (die dan nog werkloos is…) gelijk aan 0.21. Die van de gemiddelde Turkse man is 0.12. Geeft men die laatste de coëfficiënten van de Belgische mannen dan is zijn

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

326

uitstroomintensiteit 0.21. De verschillen in hazard nemen af naarmate de doorstane duur stijgt, maar blijven ook na 7 maanden groot. Bovendien wordt na een duur van 7 maanden bij alle vreemde nationale groepen een lager aandeel van het verschil verklaard door verschillen in gemiddelde kenmerken. Dat is het gevolg van het laten evolueren van de kenmerken met de doorstane werkloosheidsduur. Aangezien Belgen, ceteris paribus, hogere uitstroomkansen hebben dan andere groepen, blijven na een zekere duur enkel nog die met slechte kenmerken over. Van de groepen met lage uitstroomkansen stromen ook die met gunstige kenmerken trager uit, waardoor zij nog sterker vertegenwoordigd zijn na 7 maanden werkloosheid. Wij besluiten dat de verschillen in uitstroomintensiteit van Turkse, Marokkaanse, Italiaanse en zelfs Nederlandse mannen met Belgische mannen groot zijn, en slechts in beperkte mate verklaard kunnen worden door (nochtans grote) verschillen in gemiddelde kenmerken tussen deze groepen. Dat laat ruimte voor een impact van discriminatie en/of achterstelling. In de figuren 5.9 en 5.10 worden de resultaten van de decompositie bij de vrouwen gegeven. De twee decomposities van de verschillen in θ’x met de Belgische vrouwen laten toe het volgende vast te stellen (zie ook de tabellen A.V.8 tot A.V.11 in appendix V.5): 1. De totale verschillen met de Belgen zijn kleiner bij de vrouwen dan bij de mannen, en worden er ook in grotere mate verklaard door verschillen in gemiddelde kenmerken met de Belgen422. Met uitzondering van de Italiaanse vrouwen wordt het totale verschil echter onvolledig verklaard door de verschillen in gemiddelde kenmerken. 2. Bij Nederlandse, Marokkaanse en Turkse vrouwen kan via de decompositie met de coëfficiënten van de Belgen een groter gedeelte van het totale verschil worden verklaard dan via de decompositie met de coëfficiënten van de allochtonen. 3. Bij Turkse, Marokkaanse en Italiaanse vrouwen is het verschil met de Belgen in de verdeling over diploma ‘s de belangrijkste oorzaak van de verklaarde verschillen. Bij Nederlanders is dat hun hogere gemiddelde leeftijd (en dus het minder toevallig karakter van de werkloosheid bij deze groep). Dit resultaat werd ook teruggevonden bij de mannen.

422

Een uitzondering is de decompositie bij de Turkse mannen en vrouwen op basis van de coëfficiënten van de Turken, waar respectievelijk 34.5 % en 16.6% van het verschil verklaard wordt.

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

327

Deze resultaten zijn consistent met het bestaan van discriminatie tegen vrouwen uit vreemde nationale groepen. Alleen bij de Italiaanse vrouwen wordt die stelling verworpen. 97% tot 107% van het verschil met de Belgische vrouwen wordt er verklaard (zie appendix V.5). In vergelijking met de mannen is vooral het effect van het verschil in opleiding met de Belgen groter geworden.

Figuur 5.9: Decompositie van het verschil in θ’x met de Belgen op basis van de coëfficiënten van de Belgen, vrouwen 0,9 0,8 0,7 0,6 0,5 0,4 0,3 0,2 0,1 0 -0,1

totaal verschil sector/ervaring provincie instroomjaar diploma Nederlan- Italianen ders

Marokkanen

Turken

Burgerlijke stand gemiddelde leeftijd

Figuur 5.10: Decompositie van het verschil in θ’x met de Belgen op basis van de coëfficiënten van de vreemde nationaliteiten, vrouwen 0,9 0,8 0,7 0,6 0,5 0,4 0,3 0,2

totaal verschil sector/ervaring

0,1 0 -0,1 -0,2

provincie instroomjaar diploma burgerlijke stand Nederlan- Italianen Marokders kanen

Turken

gemiddelde leeftijd

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

328

Omdat het gehuwd zijn een negatief effect heeft op de uitstroomkansen van jonge vrouwen draagt het groter aantal gehuwden nu wél bij tot de verklaring van het verschil met de Belgen. De enige uitzondering is de decompositie op basis van de coëfficiënten voor Turkse vrouwen. Bij gebruik van de coëfficiënten van de Belgen geven ook de provincie en de vorige sector van tewerkstelling een deel van de verklaring van het verschil met de Belgen. Dat laatste werd niet gevonden bij de mannen en is toe te schrijven aan de zwakkere prestaties van (Belgische) vrouwen met ervaring in de verwerkende nijverheid, de bouw of de primaire sector (=de basisgroep bij vrouwen), een sector waarin allochtone vrouwen oververtegenwoordigd zijn. Tabel 5.12 geeft de hazard voor vrouwen bij een doorstane duur van 0 en 7 maanden. De verschillen in uitstroomintensiteit met de Belgen zijn opnieuw aanzienlijk, zowel bij het begin van de werkloosheid, als na 7 maanden. In vergelijking tot de mannen wordt wel een groter deel van het verschil verklaard door verschillen in gemiddelde kenmerken. Bij het toenemen van de doorstane duur worden de verschillen in hazard, zowel in absolute als in relatieve zin, kleiner, en wordt een kleiner gedeelte van het verschil verklaard door verschillen in gemiddelde kenmerken. Tabel 5.12: De verschillen in de hazard bij een duur van 0 en 7 maanden, vrouwen Gemiddelde…

Hazard na-

Verschil in hazard met Hazard bij gebruik

Percentage

tionale groep

Belgen

coëfficiënten Belgen

verklaard

Belgische, duur=0

0.324

0

0.324

-

Nederlandse, duur=0

0.227

0.097

0.282

43,5%

Italiaanse, duur=0

0.209

0.115

0.211

97.6%

Marokkaanse, duur=0

0.136

0.188

0.237

45.9%

Turkse, duur=0

0.144

0.180

0.213

61.2%

Belgische, duur=7

0.164

0

0.164

-

Nederlandse, duur=7

0.14

0.024

0.156

33.3%

Italiaanse, duur=7

0.128

0.036

0.133

19.4%

Marokkaanse, duur=7

0.110

0.054

0.146

33.3%

Turkse, duur=7

0.097

0.067

0.141

34.3%

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

329

Bron: hazard berekend op basis van (4), met t=0 bij duur=0 en t=7 bij duur=7. Bij duur=7 werd gebruik gemaakt van de gemiddelde x-waarden bij die duur. De waarden van ω en θ komen uit de regressieresultaten (tabel 5.9).

Wij besluiten dat er ook evidentie is voor discriminatie en/of achterstelling van Turkse en Marokkaanse vrouwen. Dat is niet zo bij Italiaanse vrouwen. Bij de vrouwen wordt ook een groter gedeelte van de verschillen met de Belgen verklaard door verschillen in kenmerken, wat kan wijzen op een wat minder hoge mate van discriminatie tegen allochtone vrouwen.

4 Het verloop van de hazard en de implicaties

van

statistische

discriminatie bij selectie in meerdere rondes. In deze afdeling wordt ingegaan op de verschillen tussen nationaliteiten in het verloop van de hazard over de werkloosheidsduur. In een eerste sectie wordt het verband gelegd met de implicaties van statistische discriminatie bij selectie in meerdere rondes (propositie 7). De hieruit volgende voorspellingen voor de geschatte variantie van de mengverdeling worden getoetst in de tweede sectie. In een derde sectie worden de implicaties van statistische discriminatie voor het precieze verloop van de hazard besproken. Daarbij wordt er ook rekening gehouden met de mogelijkheid dat werkgevers discrimineren tegen werklozen met een lange werkloosheidsduur.

4.1

Implicaties van statistische discriminatie bij selectie in meerdere rondes

In propositie 7 (hoofdstuk 3) werd aangetoond dat statistische discriminatie bij selectie in

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

330

meerdere rondes leidt tot een positieve correlatie tussen de µj*’s en de globale γj's. Groepen waartegen negatieve stereotype beelden gelden, hebben ook lage γj’s. Dat komt omdat zij, als gevolg van discriminatie, moeilijker door de eerste rondes van de selectieprocedures geraken. De y-score is daar nog minder precies, want enkel gebaseerd op onmiddellijk zichtbare kenmerken (zoals diploma en leeftijd). Hoe onpreciezer de y-score, hoe lager γj (zie hoofdstuk 3). Werkzoekenden uit groepen die meestal goed aangeschreven staan, zoals de Belgische mannen, komen gemakkelijker in de tweede en derde ronde waar individuele kenmerken wel een grote rol spelen. Dergelijke individuele kenmerken, zoals ervaring, motivatie, IQ, taalvaardigheid, charme,… worden niet gevat door de verklarende variabelen in onze schattingen, wat leidt tot een grotere niet-geobserveerde heterogeniteit in groepen met hoge µ*j’s. Nu is het precies aan het bestaan van niet geobserveerde heterogeniteit dat wij de negatieve duurafhankelijkheid van de hazard hebben toegeschreven (zie hoofdstuk 4). Vanuit het bij onze parametrische schattingen gehanteerde exponentiële model is niet geobserveerde heterogeniteit zelfs de enige reden waarom de geobserveerde hazard afneemt in functie van de doorstane werkloosheidsduur. Uit propositie 7 volgt dan ook een toetsbare voorspelling voor het verloop van de hazard. Groepen met een lage µj* hebben een geringere niet geobserveerde heterogeniteit in de ogen van werkgevers en daardoor ook in uitstroomkansen. Daaruit volgt dat voor groepen met lage µj*’s de geobserveerde hazard niet alleen lager moet zijn, maar ook minder afhankelijk van de doorstane duur. Naarmate de werkloosheidsduur toeneemt worden de verschillen in hazards kleiner. Als men parametrisch schat met het exponentiële model dan is de variantie

σv² van de (gamma) mengverdeling een schatter van de niet geobserveerde heterogeniteit. Hoe hoger σv², hoe hoger de niet geobserveerde heterogeniteit. De voorspelling die volgt uit propositie 7 is dat groepen met hoge µj*’s, zoals Belgische en Nederlandse mannen hogere geschatte σv²’s hebben.

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

4.2

331

Schattingsresultaten voor de variantie σv² van de mengverdeling

In tabel 5.13 worden de resultaten weergegeven van een schatting op basis van het exponentiële model met de specificatie van de hazard in (5) voor twee groepen werklozen. De eerste groep is die van werkzoekende werklozen jonger dan 25 jaar (niet in wachttijd) uit het lager secundair beroeps, eerder gebruikt bij de niet-parametrische schattingen. De schatting gebeurt zonder verklarende variabelen. De tweede groep is dezelfde als die voor de schattingen in afdeling 3. Voor die groep worden zowel de θ0 en σv² van een schatting zonder, als die van een schatting mét verklarende variabelen gepresenteerd. Voor de schatting met verklarende variabelen werden de resultaten in tabellen 5.8 en 5.9 hernomen. In de plaats van met de ω’s wordt in tabel 5.13 rechtstreeks gewerkt met de σv²’s 423. Tabel 5.13: Parametrische schatting van θ0 en σv² bij een exponentieel verdeelde duur met niet geobserveerde heterogeniteita Mannen

Vrouwen

Schatting zonder verklarende variabelen voor de groep jonger dan 25 jaar uit het LSB niet in wachttijd # observ θ0

σ v²

# observ θ0

σ v²

Belgen

12380

-0.618

(0.03)

0.542

(0.02)

12359

-1.478

(0.02)

0.453

(0.02)

Nederlanders

65

0.647

(1.14)

1.078

(0.36)

84

-1.749

(0.21)

0.256

(0.17)

Italianen

270

-1.454**(0.10)

0.156**(0.08)

255

-1.8**

(0.11)

0.27*

(0.10)

Marokkanen

370

-1.498**(0.10)

0.315**(0.08)

208

-2.086**(0.12)

0.195* (0.11)

Turken

568

-1.582**(0.08)

0.395**(0.07)

592

-2.236**(0.08)

0.287**(0.08)

Schatting zonder verklarende variabelen voor de groep jonger dan 30 niet in wachttijd # observ θ0 Belgen

423

8478

-0.61

σ v² (0.03)

0.474

# observ θ0 (0.02)

10013

-0.73

σ v² (0.02)

0.482

(0.02)

Voor de vreemde nationale groepen werden de ω’s uit de tabellen 5.8 en 5.9 omgezet in σv² via de formule σv²=exp(ω). De θ0 ’s komen er exact overeen met die in tabel 5.8 en 5.9. Bij de Belgen werd een schatting met dezelfde variabelen als in tabel 5.8 en 5.9 uitgevoerd op basis van de nieuwe toevalssteekproef van 8478 mannen en 10013 vrouwen. De corresponderende ω-waarde is –0.852(0.042) en –0.938(0.044) voor resp. mannen en vrouwen. Deze ω-waarden verschillen, net als de andere coëfficiënten, niet significant van die in tabel 5.8 en 5.9. De nieuwe steekproef was nodig omdat die van de schattingen in tabel 5.8 en 5.9 niet gereconstrueerd kon worden.

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens. Nederlanders

841

-1.04** (0.08)

0.454

Italianen

1305

-1.31** (0.05)

Marokkanen

2009

Turken

2227

(0.06)

332

940

-1.31** (0.07)

0.481

(0.06)

0.299**(0.04)

1281

-1.697**(0.06)

0.440

(0.05)

-1.58** (0.05)

0.334**(0.04)

990

-1.906**(0.06)

0.256**(0.05)

-1.66** (0.03)

0.379**(0.04)

1727

-1.905**(0.05)

0.54

(0.05)

Basisgroep (18 jaar, ongehuwd, basisonderwijs,…) bij schattingen groep tussen 18 en 30 uit tabel 8 en 9 # observ θ0

σ v²

Belgen

8478

-0.482 (0.08)

0.427

(0.02)

10013

-1.185

(0.07)

0.392

(0.02)

Nederlanders

841

-0.366 (0.24)

0.406

(0.06)

940

-1.172

(0.21)

0.338

(0.05)

Italianen

1305

-1.463**(0.20)

0.268**(0.04)

1281

-1.295

(0.26)

0.407

(0.05)

Marokkanen

2009

-1.429**(0.11)

0.270**(0.04)

990

-1.573**(0.17)

0.184**(.047)

Turken

2227

-1.495**(0.13)

0.331**(0.03)

1727

-2.118**(.168)

0.543**(.053)

# observ θ0

σ v²

a

Tussen haakjes staan standaardfouten, een * wijst op een significant verschil met de Belgen op een testniveau van 10%, ** op een significant verschil op een testniveau van 5%.

Uit de resultaten voor de jongeren uit het lager secundair beroeps blijkt dat de σv²’s significant hoger zijn bij de Belgische mannen en vrouwen dan bij de Italianen, Turken en Marokkanen. Tegelijkertijd zijn de θ0’s bij Italianen, Turken en Marokkanen significant lager dan bij de Belgen. Tussen de Belgen en de Nederlanders bestaan geen significante verschillen. Hetzelfde patroon kan teruggevonden worden in de schattingsresultaten voor de volledige groep jonger dan 30 jaar, zowel die zonder als mét verklarende variabelen424. Dit patroon is sterke evidentie voor het bestaan van statistische discriminatie. Conform propositie 7 speelt die discriminatie vooral in de eerste rondes van de selectie, waardoor individuele verschillen (die pas vastgesteld worden in verdere rondes) bij die groepen minder meespelen dan bij Belgen of Nederlanders, wat aanleiding geeft tot de gevonden verschillen in “heterogeniteit”. Deze evidentie is het sterkst bij de mannen, waar de θ0 ‘s en σv² ’s systematisch lager zijn bij Italianen, Turken en Marokkanen, maar geldt ook voor jonge vrouwen uit het lager secundair beroeps, en voor de vergelijking tussen Belgische en Marokkaanse vrouwen.

424

De volledige groep Turkse vrouwen, waar σv²’s significant hoger zijn dan bij de Belgen is een uitzondering. Verder is er bij de schatting met verklarende variabelen geen verschil in θ0 en σv² tussen de Belgische en Italiaanse vrouwen. Dat is conform met de decompositie van Oaxaca bij Italiaanse vrouwen, waar de verschillen in kenmerken reeds alle verschillen in werkloosheidsduur verklaren. Dat laat weinig ruimte voor discriminatie.

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

333

Er zijn twee soorten van kritiek mogelijk op dit resultaat en de eraan gegeven interpretatie. De eerste is dat een toets van propositie 7 vereist dat voldoende gecorrigeerd wordt voor: 1. alle bij het eerste contact zichtbare kenmerken van een werkzoekende (leeftijd, diploma, geslacht, of er al dan niet ervaring is). 2. alle factoren niet gerelateerd aan de verwachte productiviteit die voor verschillen in heterogeniteit van uitstroomkansen kunnen zorgen. Vooral het tweede punt is belangrijk in deze context. De concentratie van vreemde nationale groepen in specifieke provincies en hun grotere afhankelijkheid ten opzichte van specifieke (vorige) sectoren van tewerkstelling kunnen immers even goed een bron zijn van een geringere heterogeniteit. Daarom is het belangrijk dat de verschillen in σv² niet alleen gevonden werden in de schattingen zonder verklarende variabelen, maar ook in die mét verklarende variabelen. Bij de schattingen in afdeling 2 werd gecontroleerd voor verschillen in provincie, sector en andere variabelen (zoals leeftijd) als mogelijke bron voor verschillen in uitstroomkansen. Een tweede vorm van kritiek plaatst een vraagteken achter de interpretatie van de gevonden verschillen in de duurafhankelijkheid van de hazard bij Belgen en vreemdelingen als (louter) voortvloeiend uit niet geobserveerde heterogeniteit. Als een geringere niet geobserveerde heterogeniteit, zoals wij vooropstellen, leidt tot lagere σv² ’s, dan moet het opnemen van meer verklarende variabelen (met een significant effect) in de regressie leiden tot lagere σv² ’s. Uit de vergelijking van de resultaten voor de volledige groep tot 30 jaar zonder en mét verklarende variabelen blijkt dat dit inderdaad het geval is voor alle groepen, behalve voor Turkse vrouwen425. Bij de Belgen is de verlaging van de σv² ’s significant op een testniveau van 5%. Het exponentiële model met correctie voor niet geobserveerde heterogeniteit wordt dus niet 425

De variantie voor Turkse vrouwen is met 0.543 in de schatting met verklarende variabelen niet verschillend van die van 0.54 in de schatting zonder verklarende variabelen. Uit tabel 5.9 blijkt dat de verklarende variabelen opleiding, sector en leeftijd bij Turkse vrouwen nooit een significant effect hadden, en dat leeftijd er, in tegenstelling tot bij andere groepen, een positief teken heeft.

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

334

verworpen. Toch kan nog steeds gesteld worden dat de individuele hazard in feite niet constant is, maar een negatieve functie is van de doorstane duur. Een mogelijke oorzaak voor de negatieve duurafhankelijkheid van de individuele hazard is het bestaan van depreciatie van menselijk kapitaal. Dat gebeurt altijd, maar in de toestand van werkloosheid wordt er geen nieuw kapitaal opgebouwd. In recente literatuur volgt hieruit de idee dat de doorstane duur in de werkloosheid kan gebruikt worden als een selectiemechanisme426. In de volgende sectie beschouwen wij de implicaties van het gezamenlijk bestaan van statistische discriminatie op basis van de nationale groep én de doorstane werkloosheidsduur. Omdat in die context het exponentiële model niet meer opgaat formuleren wij rechtstreeks voorspellingen voor het verloop van de hazard in functie van de doorstane werkloosheidsduur.

4.3

Het verloop van de hazard als werkgevers zowel de nationale groep als de doorstane werkloosheidsduur als selectiemechanisme gebruiken

Wij formuleren eerst onze verwachtingen aangaande het verloop van de hazard, uitgaande van een statistisch voorbeeld. Daarna wordt gekeken naar het werkelijke verloop van de hazard, zoals dat kan uitgetekend worden op basis van de parameters in tabel 5.13. Beschouw het volgende voorbeeld van een trekking met teruglegging: “Neem een doos met daarin zowel witte als rode bollen. In 2/3 van de witte en in 1/2 van de rode bollen zit een prijs. Iemand mag om de minuut één bol uit de doos nemen, hem openen en kijken of er een prijs inzit. Zit er een prijs in dan wordt de bol uit de doos gelegd. Zit er geen prijs in dan wordt de bol opnieuw in de doos gelegd. Er is geen zichtbaar verschil met de bollen die nog niet uit de doos gehaald zijn.”

Deze situatie kan vergeleken worden met die van een groep personen die op hetzelfde moment werkloos worden en daarna in de tijd (=naarmate de werkloosheidsduur toeneemt) gevolgd worden. De werklozen zijn de bollen. De werkgever met een vacature de persoon die geregeld een bol uit de doos neemt en test. Wordt de werkzoekende na de test (=een 426

Zie Anneleen Peeters (1999) voor een theoretisch model binnen de literatuur van job matching.

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

335

solicitatiegesprek, examen,…) goed bevonden dan wordt hij aangeworven. Blijkt hij na de test niet te voldoen, dan blijft hij in de poel van werklozen. De kleur van de bollen is vergelijkbaar met een kenmerk van de werkloze (zoals zijn nationale groep) dat de werkgever onmiddellijk waarneemt. Het voor de hand liggende objectief voor de persoon die de bollen uit de doos haalt is om zo snel mogelijk prijzen te verzamelen. Daarom zullen de eerste minuten enkel witte bollen uit de doos gehaald worden. Omdat witte bollen zonder prijs steeds teruggelegd worden, terwijl er aan de rode niet geraakt wordt, daalt echter de kans op het vinden van een witte bol met een prijs. Die kans wordt op een moment gelijk aan ½. Op dat moment is het om het even of men een rode of een witte bol uit de doos neemt. De persoon zal dan ofwel een witte, ofwel een rode bol uit de doos nemen. Als hij een prijs vindt in een rode bol zal hij nadien opnieuw witte bollen nemen. Zodra hij dan een prijs vindt in een witte bol neemt hij opnieuw rode bollen. De vergelijkbaarheid met de gegeven groep werklozen is natuurlijk niet perfect. Zo is het geenszins onze bedoeling te voorspellen dat allochtonen bij het begin van de werkloosheid geen uitstroomkansen zouden hebben: er zijn immers nog andere zichtbare kenmerken dan de nationale groep, en niet alle werkgevers passen statistische discriminatie toe. Het voorbeeld maakt echter wel duidelijk dat de verschillen in uitstroomkansen vooral in het begin hoog zijn, terwijl na een zekere duur groepen met lage µj*’s het even goed doen. Bemerk dat naarmate er meer tijd verstrijkt de kwaliteit van de witte bollen vermindert. Vanaf het moment dat er ook rode bollen genomen worden vermindert ook de kwaliteit van die bollen. In werkelijkheid wordt de groep werklozen steeds aangevuld met nieuwe, zowel afgestudeerden als personen die hun baan verliezen. Door die continue verversing hoeft de totale stock van werklozen geen patroon van een dalende kwaliteit te kennen427. Het voorbeeld van de trekking met teruglegging maakt echter duidelijk waarom werkgevers de duur van de doorstane werkloosheid als een selectiemiddel zouden willen gebruiken.

427

In termen van het voorbeeld bestaat er niet één doos, maar komen er steeds nieuwe bij. De persoon kan niet alleen kiezen tussen rode en witte bollen in de doos, maar ook tussen dozen. Deze uitbreiding van het voorbeeld

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

336

Als werkgevers ook selecteren op basis van de werkloosheidsduur, dan doen zij dat op een verschillende wijze voor nationale groepen met andere µj*’s. Voor een Belg is een lange werkloosheidsduur een teken dat er een individueel probleem is (van motivatie of een lage ywaarde na testen). Voor een allochtoon hoeft dat niet het geval te zijn. Pas bij extreem lange duur is er een indicatie voor een relatief lage e-waarde. Daaruit volgt dat als naast de nationale groep ook de doorstane werkloosheidsduur als selectiemiddel gebruikt wordt, dat vooral het geval is bij groepen met hoge µj*’s. Dat is zo omdat die groepen eerder in aanmerking komen voor aanwerving, waardoor hun y-waarden sneller dalen met de doorstane werkloosheidsduur. De voorspelling voor het verloop van de hazard is dus dezelfde als die van propositie 7 (waar enkel in termen van heterogeniteit geredeneerd werd). Aanvankelijk zijn de verschillen in hazard hoog. Naarmate de werkloosheidsduur toeneemt nemen zij af wegens de grotere duurafhankelijkheid van de hazard bij de groepen met hoge µj*’s. Omdat werkgevers nu ook discrimineren op basis van de doorstane werkloosheidsduur is de individuele hazard echter niet langer constant428. De voorspelling is ook preciezer dan in de vorige sectie. Er komt een werkloosheidsduur waarop het onderscheid tussen nationale groepen niet langer relevant is. Vanaf dan valt de hazardfunctie van de vreemde nationale groep samen met die van de Belgen. Het aantonen van initiële verschillen in uitstroomkansen is echter nog niet sterk genoeg als toets voor het bestaan van statistische discriminatie. Als in het voorbeeld de persoon geen onderscheid kan maken tussen de rode en de witte bollen dan nog zullen de witte bollen sneller uit de doos verdwijnen dan de rode. De witte bollen bevatten immers meer prijzen dan de rode, en enkel bollen met een prijs worden niet teruggelegd in de doos. De toets ligt in het verschillend patroon van de hazard in functie van de doorstane duur. Als de persoon die de bollen uit de doos neemt geen verschil maakt tussen rode en witte, en er zitten minder prijzen in de rode dan de witte bollen, dan verwacht men dat er heel de tijd door minder rode bollen de doos verlaten dan witte, waarbij de verhouding tussen de twee uitstroomkansen min of

verklaart tegelijkertijd waarom de uitstroomkansen bij een lagere duur in alle groepen hoger liggen. 428

Werklozen die door toeval langer werkloos zijn ondervinden dan eveneens hinder van de slechte gemiddelde kenmerken van de groep langdurig werklozen.

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

337

meer dezelfde blijft429. Als statistische discriminatie toegepast wordt dan moet de hazard van de Belgen uiteindelijk die van de allochtonen raken, en van dan af gelijk blijven. In figuur 5.11 en 5.12 wordt, voor de werklozen jonger dan 30 jaar, het verloop van de hazard uitgetekend. Die werd berekend op basis van equatie (V.3.1) in appendix V.3 en de waarden van θ0’s en σv² bij de schatting zonder verklarende variabelen in tabel 5.13. Uit de figuren blijkt dat, zoals voorspeld, de hazard bij Belgische mannen en vrouwen aanvankelijk hoger is dan bij de vreemdelingen, om nadien sneller terug te vallen. Eveneens zoals kon verwacht worden (op basis van hun gemiddelde prestaties in het onderwijs) ligt de hazardfunctie van Nederlanders en Italianen aanvankelijk tussen die van Belgen enerzijds en Turken en Marokkanen anderzijds.

Figuur 5.11: De hazard bij mannen jonger dan 30 jaar niet in wachttijd

0,5 0,45 0,4 0,35 Turken

ha 0,3 zar d 0,25

Marokkanen Italianen Belgen

0,2

Nederlanders

0,15 0,1 0,05 0 1 429

4

7

10

13

16

19

22

doorstane duur in maanden

25

28

31

34

De evolutie van de hazard blijft wel afhangen van verschillen in de echte heterogeniteit van de twee groepen. Met πj= de kans op een prijs in groep j wordt de variantie gegeven door πj(1-πj). In het voorbeeld is πW=2/3 en πR=1/2 bij t=0 (met W=wit , R=rood). Dan is de variantie groter in de groep met de kleinste kans op een prijs en nemen de verschillen in de hazard toe met de duur als er geen discriminatie is. Ook het omgekeerde kan zich voordoen (bijvoorbeeld bij πW=1/2 en πR=1/3). In dat geval is er ook zonder discriminatie convergentie. Er kan echter geen sprake zijn van een kruising van of het samenvallen van de twee hazards in een jobmarkt zonder discriminatie.

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

338

Figuur 5.12: De hazard bij vrouwen jonger dan 30 jaar niet in wachttijd 0,5 0,45 0,4

hazard

0,35 T u rken

0,3

M arok ka nen Ita lian en

0,25

Be lgen

0,2

N ede rla nders

0,15 0,1 0,05 0

1

4

7

10

13

16

19

22

25

28

31

34

w erkloo sh eidsd uu r in m aan d en

De duidelijkste evidentie voor de rol van statistische discriminatie volgt echter uit de observatie dat bij mannen de hazard van de Marokkanen en Turken niet alleen lager en minder afhankelijk is van de doorstane duur, maar ook dat vanaf een 20-tal maanden de hazardfunctie van Marokkanen en Turken nagenoeg samenvalt met die van de Belgen en Nederlanders. Alhoewel de in de figuur getekende hazardfuncties slechts gebaseerd zijn op twee parameters, volgt dit samenvallen niet automatisch uit de functionele vorm van de hazard430. Het verloop van de hazard bij de Italiaanse mannen, die vanaf een duur van 11 maanden uitschiet boven die van de andere groepen, vormt een illustratie hiervan. Bij de vrouwen vallen de hazards van de Belgen, Nederlanders en Italianen uiteindelijk (maar trager dan bij de mannen) samen. Die van de Marokkaanse vrouwen schiet lichtjes uit boven die van de Belgen. Enkel de vergelijking tussen de Belgische en Turkse vrouwen komt overeen met het patroon dat verwacht wordt als er geen sprake is van discriminatie op basis 430

Het feit dat de hazard initieel hoger is bij de Belgen wordt veroorzaakt door (significant) hogere θ0 waarden (zie tabel 5.13), het verschil in de duurafhankelijkheid van de hazard door verschillen in de θ0’s én σv²’s. Het zijn in de eerste plaats de hoger σv²’s die verantwoordelijk zijn voor de grotere kromming van de hazardfunctie. Dit wordt aangetoond in appendix V.4 met een numerieke illustratie van het effect van σv² bij constante

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

339

van de nationale groep: een constante daling van beide hazards zonder dat zij elkaar ooit raken of kruisen. De gevonden patronen zijn niet onafhankelijk van de groep op basis waarvan de hazardfunctie getekend werd. Bij een gelijkaardige oefening waarbij enkel gewerkt werd met de groep uit het lager secundair beroeps (waarvoor de parameters ook in tabel 5.12 staan) vonden wij dat de hazardfunctie bij Turkse vrouwen, net zoals bij Turkse mannen, wel samenviel met die van de Belgen vanaf een duur van respectievelijk 29 en 19 maanden. Na een zekere werkloosheidsduur kruiste de hazard van Marokkaanse, Italiaanse en Nederlandse vrouwen en Italiaanse mannen een diploma van het LSB zelfs die van de Belgen. Dit resultaat blijft in elk geval conform het idee dat (als het veroorzaakt wordt door vraagfactoren) selectie op basis van de doorstane werkloosheidsduur een kleinere rol speelt bij groepen met lage µj*’s.

5 Schatting

van

de

tewerkstellingsduur na werkloosheid De RVA-gegevens laten toe na te gaan hoe lang een werkloze wegblijft uit de werkloosheid eens hij uitgestroomd is. Bij werklozen niet in wachttijd tussen 18 en 30 jaar is de afwezigheidsduur uit de werkloosheid een benadering van de tewerkstellingsduur na werkloosheid431. Dat is een aanvulling bij de resultaten voor de uitstroomkans uit de werkloosheid. Er bestaan immers niet alleen verschillen in de kans op het vinden van werk, maar ook in de stabiliteit van de gevonden banen. In sectie 6.1 worden de theoretische verwachtingen geformuleerd. In sectie 6.2 wordt de schattingsmethode besproken. In sectie 6.3 worden de resultaten gegeven en besproken.

θ0 op de hazard in (5). 431 Men kan ook uit het RVA bestand verdwijnen wegens pensionering, overlijden of remigratie, maar dat komt minder voor bij jongeren. Voor afwezigheid wegens ziekte, administratieve problemen e.d. wordt gecorrigeerd (zie verder).

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

5.1

340

Verwachtingen

Wij voorspellen dat de factoren die, via relatie (1), leiden tot een lagere e-waarde zowel leiden tot lagere uitstroomkansen uit als hogere herinstroomkansen in de werkloosheid. Deze voorspelling is gebaseerd op het gegeven dat: 1. Werklozen contracten met een langere duur prefereren boven andere contracten432. De werklozen met de hoogste e-waarde hebben de grootste keuzemogelijkheid. 2. Werkgevers

incentieven

hebben

om

in

banen

met

opleidingskosten

hogere

reservatieniveaus (erw) van e te hanteren en werknemers langer in dienst te houden (zie hoofdstuk 3). Als gevolg van 1 en 2 zullen werklozen met lage e-waarden gemiddeld voor een kortere tijd tewerkgesteld worden. Hun tewerkstelling heeft in het algemeen een meer marginaal karakter dan die van werklozen met een hoge e-waarde. Beschouw nu propositie 8. Daar wordt gesteld dat nationale groepen met µj lager dan het reservatieniveau in een baan ondervertegenwoordigd zijn in die baan. Als men aanvaardt dat als gevolg van statistische discriminatie allochtonen ondervertegenwoordigd zijn in de tewerkstelling in het algemeen, dan geldt a fortiori dat zij ondervertegenwoordigd zijn in stabiele banen, waar hogere eisen gesteld worden. Opnieuw uitgaande van hogere erw-waarden in stabiele banen is het vooral uitkijken naar het effect van het behaalde diploma op de tewerkstellingsduur bij allochtonen. Als er minimumwaarden van e bestaan waaronder een aanwerving in stabiele contracten onmogelijk is, is het mogelijk dat een middelmatig diploma (=een diploma van het secundair behalve LSB) niet volstaat om de gemiddelde tewerkstellingsduur van allochtonen te verhogen. Merk op dat statistische discriminatie niet de enige reden is waarom vreemdelingen een kortere tewerkstellingsduur hebben. Wettelijke discriminatie bij ambtenaren kan een negatief effect hebben op de gemiddelde tewerkstellingsduur van vreemdelingen. Dat geldt dan ook voor Nederlanders. Ook achterstelling door de rol van netwerken bij aanwerving kan 432

Risico neutrale werklozen hebben een hogere Vue op jobmarktsegmenten met een langere contractduur.

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

341

meespelen. Omdat er in de eigen en de voorgaande generatie nog maar weinig (middelmatig of hoger) geschoolde vreemdelingen zijn, hebben geschoolde allochtonen minder contacten die het verkrijgen van een stabiele baan, overeenstemmend met hun diploma, vereenvoudigen. Daardoor zouden middelmatig en hoger geschoolde allochtonen verplicht kunnen zijn toch werk te aanvaarden op dezelfde jobmarkten als die van hun lager geschoolde ouders en kennissen.

5.1.1

Schatting met de Kaplan-Meier schatter

De Kaplan-Meier schatter wordt nu gebruikt voor een schatting van het gemiddeld aantal maanden gedurende dewelke men afwezig blijft uit de werkloosheid eens men daar uitgestroomd is. De herinstroomkans in de werkloosheid na een tewerkstelling van k maanden wordt, naar analogie met de afleiding van de KM-schatter in hoofdstuk 4 (afdeling 3), gegeven door i*l=ml/zl. Daarbij is ml het aantal eerder in de periode 1989-1993 in én uitgestroomde werklozen dat na l maand afwezigheid in de werkloosheid terug werkloos wordt, en is zl het aantal uitgestroomde werklozen dat nog niet opnieuw werkloos geworden is. zl omvat zowel (rechts) gecensureerde als niet gecensureerde intervallen. Een interval is rechts gecensureerd als de werkloze, na uitgestroomd te zijn uit de werkloosheid, niet terug werkloos wordt voor het eind van de observatieperiode. Linkse censurering is uitgesloten omdat enkel gewerkt werd met individuen die werkloos werden in 1989-1993 en uitstroomden voor 1993. De niet-registratie van de uitstroommaand voor werkzoekenden in wachttijd met een duur tot 6 à 7 maanden zorgt voor een onderschatting van de periode van afwezigheid uit de werkloosheid. Daarom worden hier enkel resultaten gepresenteerd van de tewerkstellingsduur na werkloosheid voor uitgestroomde werklozen niet in wachttijd. Omdat eerder geëist werd dat een werkloze minstens twee telmomenten moest verdwijnen uit het RVA-bestand voor verklaard werd dat hij uitgestroomd is (zie hoofdstuk 4), hebben de intervallen een duur van minstens 2 telmaanden. De tewerkstellingsduur wordt dus overschat. Het voordeel is dat er minder kans is op verwarring tussen een tewerkstellingsperiode en een korte periode van adminitratieve afwezigheid of ziekte. Wij voerden ook parametrische

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

342

schattingen uit waarbij rekening gehouden werd met die overschatting. Daarbij werd de herinstroomkans in de werkloosheid benaderd op gelijkaardige wijze als de hazard in (5). De toepassing leverde echter niet convergerende resultaten op voor een aantal vreemde nationaliteiten. Dat is voornamelijk toe te schrijven aan het grote aandeel rechts gecensureerde intervallen.

5.1.2

Resultaten niet parametrische schatting

Tabel 5.14 en 5.15 tonen de gemiddelde duur van de afwezigheid uit de werkloosheid na uitstroom per “homogene” groep volgens nationaliteit, geslacht en opleiding. De berekening gebeurde op basis van (4), waarbij de kans te overleven tot de k –de maand gegeven wordt door: k −1

Pr * (t > k − 1 ) = ∏ (1 − l =1

ml ) zl

(9)

In de tabellen wordt aangegeven of er een significant verschil in duur is met de Belgen (°° en °) of met het basisonderwijs (** en *) op een testniveau van 5% of 10%. Wij voorspelden dat een hogere e-waarde leidt tot een langere tewerkstellingsduur. Dat impliceert, gegeven (1), dat een hoger diploma (=een hogere y-waarde) leidt tot een langere tewerkstellingsduur. Bij statistische discriminatie tegen groepen met lage µj*, impliceert dat een kortere tewerkstellingsduur bij deze groepen.

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

343

Tabel 5.14: De gemiddelde duur van de afwezigheid uit de werkloosheid na uitstroom per opleiding bij mannen niet in wachttijd tussen 18 en 30 jaar bij het begin van de werkloosheid Belgen

Nederlanders

Lager onderwijs (LA)

25.2

17.5°°

Lager Sec. Beroeps (LSB)

Marokkanen

Turken

(0.9) 19.8°°

(0.9) 17.5°°

(0.6) 17.4°°

(0.6)

29.0**(0.2)

23.0°°**(1.7) 16.9°°

(0.8) 18.2°°

(0.9) 16.5°°

(0.7)

Lager Sec. Technisch (LST)

34.1**(0.3)

32.5 **(2.9)

Lager Sec. Alg. Vormend (LSA)

28.9**(0.3)

19.0°°

(1.7) 13.7°°

(1.4) 17.5°°

(1.3) 19.2°°

(1.8)

Hoger Sec. Beroeps (HSB)

33.5**(0.2)

19.4°°

(1.8) 16.4°°

(1.4) 21.5°°**(1.6) 16.1°°

(1.3)

Hoger Sec. Technisch (HST)

37.3**(0.2)

20.4°°**(1.0) 25.4°°**(2.4) 17.2°°

38.7**(0.2)

20.5°°**(1.2) -

-

-

74917

717

1184

1715

1922

Aantal dat opnieuw werkl. Werd in 32907

311

719

1110

1291

1989-1993 (% nt gecens.)

(43%)

(61%)

(65%)

(67%)

Hoger Technisch (HT) Aantal uitgestroomde werkl.

a

a

(0.2)

Italianen

(44%)

23.4°°**(1.4) 19.2°°

(1.3) 20.9°°**(1.5)

(1.3) 13.0°°

(0.9)

met uitsluiting van diegene met een onbekend of buitenlands diploma

Tabel 5.15: De gemiddelde duur van de afwezigheid uit de werkloosheid na uitstroom per opleiding bij vrouwen niet in wachttijd tussen 18 en 30 jaar bij het begin van de werkloosheid Belgen

Nederlanders

Italianen

Marokkanen

Turken

Lager onderwijs (LA)

23.3

(0.2)

25.4

(1.7)

17.3°° (1.0)

19.3°°

(0.9)

17.1°° (0.7)

Lager Sec. Beroeps(LSB)

23.2

(0.2)

23.8

(2.0)

18.4°° (0.9)

18.1°°

(1.2)

16.4°° (0.7)

Lager Sec. Technisch (LST)

25.7**(0.5)

19.9°

(3.3)

17.6°° (2.7)

-

Lager Sec. Alg. Vormend (LSA)

24.5**(0.4)

17.6°° (2.0)

17.9°° (2.6)

8.5°°

(0.8)

16.0°° (2.5)

Hoger Sec. Beroeps (HSB)

28.7** (0.2)

22.4°° (1.5)

19.3°° (1.2)

20.4°°

(1.4)

16.7°° (1.1)

Hoger Sec. Technisch (HST)

30.3** (0.2)

23.7°° (2.1)

24°°**(2.2)

28.1 **(2.6)

20.2°° (4.4)

36.0** (0.3)

26.0°° (1.5)

-

-

-

71484

495

1101

826

1456

Aantal dat opnieuw werkl. Werd in

41582

256

778

511

1111

1989-1993 (=niet gecens.)

(58%)

(51%)

(71%)

(62%)

(76%)

Hoger Technisch (HT) Aantal uitgestroomde werkl.

a

a

-

met uitsluiting van diegene met een onbekend of buitenlands diploma

Bij de Belgische mannen is er een significant positief effect ten opzichte van het basisonderwijs van alle andere diploma ’s. Net zoals bij de werkloosheidsduur is het effect gunstiger in het hoger en het hoger secundair dan in het lager secundair en is het groter in het technisch dan in het beroeps en algemeen vormend onderwijs. Bij de Belgische vrouwen geldt hetzelfde patroon, behalve dat ex-werklozen met een diploma van het beroepsonderwijs

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

344

niet langer tewerkgesteld zijn dan die met een diploma van het basisonderwijs. In overeenstemming met discriminatie en achterstelling hebben Italianen, Turken en Marokkanen bijna altijd433een significant kortere tewerkstellingsduur na werkloosheid dan de Belgen met dezelfde opleiding. Een diploma van het LST heeft een significant gunstig effect op de tewerkstellingsduur bij Italiaanse en Turkse mannen. Een diploma HST heeft dat bij Italiaanse mannen en vrouwen en bij Marokkaanse vrouwen. Het lager secundair beroeps heeft nooit een significant effect bij Turken, Marokkanen en Italianen. Van het HSB is er enkel een (klein) significant effect bij de Marokkaanse mannen. Dat het diploma LSB nooit een effect heeft bij allochtonen uit arme landen (en bij vrouwen!), maar wel bij Nederlandse mannen is een bevestiging van wat eerder gevonden werd voor de uitstroomkansen uit de werkloosheid. De voorspelling in (3) dat er een drempel inzake ewaarde bestaat waaronder een werkloze kansloos is op de meeste jobmarkten en dat die drempel hoger is naarmate µj* lager is, kan nu wat verfijnd worden. Het behalen van een diploma LSB geeft enkel aan Belgische mannen meer kansen op werk in wat meer stabiele banen, voor allochtonen en vrouwen is dat duidelijk onvoldoende om echt kans te maken op een stabiele baan. De gepresenteerde cijfers laten zelfs erger vermoeden. Het diploma HSB heeft zelden een gunstig effect op de duur van de afwezigheid uit de werkloosheid bij vreemdelingen. Zelfs het diploma HST heeft enkel bij Marokkaanse vrouwen gezorgd voor een gemiddelde afwezigheidsduur uit de werkloosheid (na werkloosheid) die vergelijkbaar is met die van de Belgen. Uit de (niet gepresenteerde) parametrische schattingen bleek evenwel dat, met uitzondering van het LSB, de andere diploma’s een significant negatief effect uitoefenden op de herinstroomkans in de werkloosheid voor de gehele groep van Italianen, Marokkanen en Turken.

433

Marokkaanse vrouwen met een diploma HST hebben een duur die niet significant verschilt van de Belgische.

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

345

6 Besluit van hoofdstuk 5 De hier voorgestelde schattingsresultaten zijn een verkenning van wat de RVA-bestanden leren over de arbeidsmarktpositie van minderheidsgroepen zoals Nederlanders, Italianen, Turken of Marokkanen in het Vlaams Gewest. Wij toonden, gebruik makende van de Kaplan Meier schatter, dat Turken, Marokkanen en Italianen significant hogere overlevingskansen hebben in de werkloosheid dan Belgen (en Nederlanders). Dat werd eerst aangetoond voor werkloze mannen en vrouwen niet in wachttijd uit het lager secundair beroeps jonger dan 25 jaar op het instroommoment. Op basis van parametrische schattingen kon hetzelfde geconstateerd worden bij jonge werklozen uit het lager secundair beroeps die begonnen aan een wachttijd (zie appendix V.3). Wij onderzochten de effecten van het diploma op de uitstroomkansen van Belgen en de beschouwde groepen vreemdelingen. Een hoger diploma leidt ook bij de Turken, Marokkanen en Italianen meestal tot een kortere werkloosheidsduur. Het geeft echter geen aanleiding tot het verdwijnen van het verschil in uitstroomkansen tussen Belgen en allochtonen. Bovendien zijn er interessante verschillen in de coëfficiënten van de wissels voor onderwijs. Ten eerste blijkt een diploma van het lager secundair beroeps wél een significant effect te hebben op de uitstroomkansen van Belgische mannen, maar niet bij Italianen, Turken en Marokkanen, en ook niet bij Belgische vrouwen. Dat resultaat is in overeenstemming met het bestaan van een niveau van verwachte vaardigheden waaronder aanwerving in de formele sector onmogelijk is. Het vereiste minimale opleidingsniveau dat hieruit voortvloeit is, als gevolg van discriminatie, hoger bij vreemdelingen en vrouwen. Ten tweede blijkt dat de diploma’s van het beroepsonderwijs en het technisch onderwijs voor mannen een minder sterk positief effect hebben op de uitstroomkansen (in vergelijking tot het lager onderwijs) bij allochtonen dan bij Belgen. Van richtingen waarin de allochtonen slechts zwak vertegenwoordigd zijn, zoals het lager of hoger secundair algemeen vormend, het hoger technisch, en het secundair technisch voor vrouwen zijn de coëfficiënten bij Turken, Italianen en Marokkanen niet significant verschillend van de Belgen. Dit komt overeen met de voorspellingen die volgen uit de theorie van etnisch kapitaal en de negatieve rol van concentratiescholen en /of buurten. Nader onderzoek via een wissel die aangeeft of een

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

346

werkloze in een concentratiegemeente van allochtonen uit arme landen woont leverde echter geen bevestiging op van deze hypothesen. Ook de aard van de relaties en netwerken die jonge allochtonen opbouwen beïnvloeden hun uitstroomkansen. Turkse mannen met ervaring in de steenkoolmijnen hebben, ondanks de jeugdige leeftijd (jonger dan 30 jaar) van de beschouwde groep en ondanks het resultaat dat die variabele geen significante invloed had op de uitstroomkansen van Belgische mannen, significant lagere uitstroomkansen. Dit is een voorbeeld van een situatie waarbij een (te) grote concentratie van een nationale groep in een sector tot problemen leidt zodra de tewerkstelling in die sector afgebouwd wordt. Als de evolutie van de tewerkstelling in een sector gunstig is, heeft concentratie uiteraard een gunstig effect. Zo heeft de sterke concentratie van Italiaanse mannen in de bouwsector hun uitstroomkansen ook globaal verhoogd. De parametrische resultaten voor de uitstroomintensiteit uit de werkloosheid werden aangewend voor een expliciete toets voor het bestaan van discriminatie (in het algemeen) in afdeling 4. Daar werd een Oaxaca-decompositie van verschillen in uitstroomintensiteit met de Belgen uitgevoerd. De verschillen inzake gemiddelde kenmerken (woonplaats, vorige sektor van tewerkstelling, instroomjaar, …) tussen Belgen en de beschouwde groepen vreemdelingen zijn niet voldoende om het verschil in uitstroomkansen te overbruggen434. Dit geldt zowel bij een weging door de coëfficiënten van de Belgen, als bij een weging door de coëfficiënten van de allochtonen. De verschillen in gemiddelde kenmerken verklaren bij Turken en Marokkanen minder dan de helft van het globale verschil in hazard met de Belgen. Het behaalde diploma en de provincie leveren de grootste bijdrage aan het gedeelte van het verschil dat wél kan verklaard worden door verschillen in kenmerken. Het vroegere instroomjaar in de werkloosheid en de hogere mate waarin Italiaanse, Marokkaanse en Turkse mannen gehuwd zijn hadden een gunstig effect op de uitstroomkansen van deze groepen. Bij vrouwen wordt een groter gedeelte van de verschillen in hazard tussen allochtonen en Belgen verklaard door verschillen in kenmerken dan bij mannen.

434

De Italiaanse vrouwen vormen een uitzondering. Daar worden wél alle geobserveerde verschillen in de hazard verklaard door verschillen in gemiddelde kenmerken.

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

347

De Oaxaca decompositie zegt iets over discriminatie in het algemeen. Meer specifieke evidentie voor de rol van statistische discriminatie volgt uit de grotere duurafhankelijkheid van de hazard bij Belgen dan bij allochtonen. Dit wijst op een grotere niet (via kenmerken in de regressie) geobserveerde heterogeniteit onder de Belgen. Dat is in overeenstemming met de voorspelling in propositie 7 dat individuen uit groepen met lage µj*’s minder op basis van hun individuele kenmerken beoordeeld worden. Dat komt omdat zij minder kans maken door de eerste selectie te raken. Daardoor spelen individuele kenmerken die pas na (uitvoerig) testen aan het licht komen een grotere rol bij groepen waarover de werkgevers wél een gunstig stereotiep beeld hebben. Anders gesteld: van een Belg wordt echt nagegaan of hij geschikt is voor de functie, van een allochtoon wordt vermoed dat zulks niet het geval is435. De relatieve positie van allochtonen verbetert nadat voldoende tijd voorbijgegaan is opdat de Belgen met gunstige kenmerken (op het tweede zicht, dus na testen) grotendeels uit het werklozenbestand verdwenen zijn. Groepen met geringe uitstroomkansen uit de werkloosheid blijken meestal ook een hoge kans te hebben om na uitgestroomd te zijn terug werkloos te worden. Lager geschoolden en allochtonen uit groepen met een lage gemiddelde opleiding worden significant sneller terug werkloos. Dat is in overeenstemming met de stelling dat werkgevers voor langlopende en stabiele contracten (met hogere opleidingskosten voor de werkgevers) hogere reservatieniveaus van e hanteren. Net zoals bij de schatting van de uitstroomkans uit de werkloosheid heeft een diploma lager secundair beroeps enkel een gunstig effect op de tewerkstellingsduur bij Belgische mannen. Dat is een belangrijk resultaat, gegeven dat zo’n 2/3 van de beschouwde Turkse, Italiaanse en Marokkaanse werklozen hoogstens een diploma LSB had! Het impliceert dat er serieuze inspanningen gedaan moeten worden om het gemiddelde opleidingsniveau van Italianen, Turken en Marokkanen te verhogen, wil men hun kansen op kwalitatieve tewerkstelling verhogen. Het marginale karakter van de tewerkstelling van Italianen, Marokkanen en Turken wordt bevestigd door het resultaat dat de verslechtering van de conjunctuur in de periode 19901993 een groter en sneller ongunstig effect had op de uitstroomkansen uit de werkloosheid bij deze groepen436 dan bij Belgen 435

Bij statistische discriminatie is dat vermoeden ook nog gemiddeld –wat niet hetzelfde is als altijd– correct.

436

Met uitzondering van de Italiaanse mannen.

Hoofdstuk 5 : Een vergelijking tussen op basis van werkloosheidsgegevens.

348

Hoofdstuk 6 : Besluit en beleidsconclusies

.

347

Hoofdstuk 6 Besluit en beleidsconclusies

In de eerste afdeling van dit besluit worden de belangrijkste resultaten van het proefschrift gesynthetiseerd. Er wordt een onderscheid gemaakt tussen een theoretisch luik, een empirisch luik en een statistisch /methodologisch luik. In de tweede afdeling worden enkele implicaties voor een beleid gericht op integratie en gelijke kansen geformuleerd. Omdat de effecten van de voorgestelde maatregelen zelf niet onderzocht zijn gaat de bespreking in afdeling 2 verder dan wat strikt aangetoond werd.

Hoofdstuk 6 : Besluit en beleidsconclusies

.

348

1 Synthese onderzoeksresultaten

1.1

Theoretisch luik

Theoretisch biedt dit werk zowel inzicht in de werking van de jobmarkt437, als in de gevolgen van statistische discriminatie op de jobmarkt. In hoofdstuk 2 werd een evenwichtsmodel voor de jobmarkt afgeleid dat, ook los van het bestaan van statistische discriminatie, tot belangrijke inzichten leidt. In hoofdstuk 3 werd dieper ingegaan op de gevolgen van statistische discriminatie tegen allochtonen binnen een aldus werkende jobmarkt. De cruciale band tussen het jobmarktmodel van hoofdstuk 2 en de overige hoofdstukken in dit proefschrift

is

de

rol

van

het

reservatieniveau

van

verwachte

effectieve

arbeidseenheden(=e)438 gehanteerd door werkgevers. Dit reservatieniveau vormt het mechanisme waarlangs verschillen in verwachte vaardigheden omgezet worden in verschillen in uitstroomkansen uit de werkloosheid en verschillen in de duur van de tewerkstelling. Wij gaan eerst in op de resultaten van het jobmarktmodel van hoofdstuk 2, daarna op die van hoofdstuk 3.

1.1.1

Resultaten over de werking van de jobmarkt(en)

In het in hoofdstuk 2 ontwikkelde model wordt uitgegaan van een stationair evenwicht op een jobmarktsegment. Dat is een situatie waarbij, per e-waarde, de instroom van nieuwe werklozen gelijk is aan de uitstroom en per loon, de instroom van nieuwe vacatures gelijk is aan het aantal dat opgevuld wordt. Daardoor blijven het aantal werklozen en het aantal

437

De jobmarkt is de plaats waar werkgevers met een vacature en werkzoekenden elkaar ontmoeten. De jobmarkt staat naast de markt voor bestaande contracten.

438

Het gaat om een maatstaf van de vaardigheden van een werkloze, die specifiek is voor elk jobmarktsegment. Wij spreken verder van de e-waarde van een werkloze.

Hoofdstuk 6 : Besluit en beleidsconclusies

.

349

openstaande vacatures constant. Het model geeft aan hoe de reservatielonen van werklozen met een gegeven e-waarde en de reservatieniveaus van werkgevers met een vacature met een gegeven loon w tot stand komen binnen een dergelijke evenwichtstoestand op de jobmarkt. Wij tonen aan dat in het evenwicht op een jobmarktsegment de reservatielonen een niet dalende functie zijn van de e-waarde van een werkloze en de door werkgevers gehanteerde reservatieniveaus van e een stijgende functie van het door hun aangeboden loon (propositie 3). Uit dit evenwicht volgt normaal ook dat de uitstroomkansen uit de werkloosheid een niet dalende functie zijn van de e-waarde van een werkloze439. In overeenstemming met de Nieuw-Keynesiaanse hypothese wordt verondersteld dat de jobmarkt functioneert in een situatie van loonrigiditeit. Die wordt gedefinieerd als starheid of niet aanpassing van de door individuele werkgevers aangeboden lonen aan korte termijn (minder dan 1 of 2 jaar) schommelingen van de situatie op de jobmarkt. Wettelijke minimumlonen en bepalingen zoals de loonnorm zijn daar een mogelijke oorzaak van, maar niet de enige. Andere verklaringen worden geboden door het bestaan van administratieve én economische kosten (=onzekerheid voor werknemers) van het voortdurend wijzigen van de lonen in bestaande contracten, of van het toelaten van een verschil tussen lonen in bestaande contracten en lonen voor nieuwe contracten (zie hoofdstuk 1 en 2 ). Wij toonden aan (in propositie 5) dat flexibele lonen onmogelijk kunnen zorgen voor een evenwicht op de jobmarkt waarbij de verwachte productiviteitsverdeling perfect weerspiegeld wordt in die van de lonen. Dat komt omdat de reservatielonen gehanteerd door werkzoekenden en de reservatieniveaus van verwachte effectieve arbeidseenheden van werkgevers steeds sneller reageren op een wijziging in de jobmarktsituatie dan de lonen zelf. In de context van ons model impliceert flexibiliteit van de lonen altijd neerwaartse flexibiliteit. Wettelijke minimumlonen zijn dan noodzakelijk om te vermijden dat de lonen in alle aangeboden banen extreem laag worden. In het evenwicht op de jobmarkt kunnen, naast wettelijke minimumlonen, ook efficiëntielonen een rol spelen. Dit kan zowel vanuit het rotatiekostmodel (waarbij werkgevers met hoge opleidingskosten een hoger loon bieden om 439

De enige uitzondering is die waarbij een stijging van het maximaal haalbare loon tot zo ‘n stijging van het gehanteerde reservatieloon leidt, dat de uitstroomintensiteit daalt. Dat vraagt echter dergelijke restricties op de

Hoofdstuk 6 : Besluit en beleidsconclusies

.

350

jobrotatie te vermijden) als vanuit het “shirking” model (waarbij het loonverschil met andere werkgevers of de werkloosheidsuitkering het sanctiekarakter van ontslag aanscherpt). Bij de uitwerking van dit jobmarktmodel was er speciale aandacht voor de situatie van werklozen met lage verwachte effectieve arbeidseenheden, waartoe de grote groep laag geschoolde allochtonen zeker kan gerekend worden. Wij toonden aan dat er werklozen zonder reële uitstroomkansen kunnen zijn. Dit kan zowel in de situatie waarbij wettelijke minimumlonen de ondergrens vormen van de nettolonen (propositie 4), als in die waarbij de werkloosheidsuitkeringen de feitelijke ondergrens van de nettolonen vormen. In beide situaties zijn er werklozen zonder uitstroomkansen uit de werkloosheid met e-waarden die hoger zijn dan de laagst aangeboden lonen440. Dat wil zeggen dat die personen productief tewerkgesteld zouden kunnen worden, maar dat niet worden omdat de werkgever verkiest te wachten tot er zich een kandidaat aanbiedt met een hogere e-waarde. De drempelwaarde van e (genoteerd als e”= ewr min ) vanaf dewelke aanwerving mogelijk is, is zélf een functie van de toestand op de jobmarkt. Bij een verhoging van de verhouding werklozen/ vacatures stijgt e”. Dit onderstreept het belang van de conjunctuur. Die is vooral determinerend voor de uitstroomkansen van de werklozen met de geringste e-waarden. Werklozen met hoge e-waarden kunnen immers nog altijd hun uitstroomkansen op peil houden door hun reservatieloon te verlagen. Verder moet er een onderscheid gemaakt worden tussen werklozen met e-waarden rond e” (net erboven of eronder) en werklozen met e-waarden die nog ver beneden e” liggen. Als wettelijke minimumlonen een bindende restrictie vormen op de jobmarkt leidt een verhoging van de individuele e-waarde tot net boven e” tot de omzetting van een situatie zonder uitstroomkansen tot een situatie met reële uitstroomkansen (propositie 4). Als in de plaats van de minimumlonen de werkloosheidsuitkeringen de bodem vormen van de lonen is het effect van een kleine verhoging van de verwachte productiviteit (via het volgen van een beroepsopleiding, het behalen van een rijbewijs,…) minder groot, maar het blijft positief

verdeling van de aangeboden lonen, dat dit resultaat erg onwaarschijnlijk is (zie o.m. appendix II.3). 440

Dat komt omdat het niet optimaal is voor een werkgever om een werkloze aan te werven met een e-waarde die exact gelijk is aan het loon, zodra er werklozen met een hogere e-waarden bereid zijn bij hem te werken.

Hoofdstuk 6 : Besluit en beleidsconclusies

.

351

(uitbreiding propositie 4). Bij werklozen met e-waarden die ver onder e” liggen leidt een kleine verhoging van e daarentegen niet tot reële uitstroomkansen. Een geringe verhoging in e is er onvoldoende opdat de werkloze aangeworven zou kunnen worden. Wij vinden empirisch ondersteuning voor dit resultaat van het jobmarktmodel in de geschatte uitstroomkansen voor jonge vrouwen (van alle nationaliteiten) en jonge Turkse en Marokkaanse mannen met een diploma lager onderwijs en lager secundair beroeps. De uitstroomkansen uit de werkloosheid zijn bij deze groepen niet alleen extreem laag, de overgang van een diploma lager onderwijs (LA) naar lager secundair beroeps (LSB) heeft er ook geen effect op de uitstroomkans, terwijl er nochtans wel een significant positief effect is bij Belgische mannen. Dat laatste wijst er op dat er wel een effect uitgaat op de e-waarde van het LSB (ten opzichte van het LA), maar dat die bij vrouwen en allochtonen onvoldoende is om de werkloze reële uitstroomkansen te bezorgen in een groot aantal jobmarkten. Het ontwikkelde model is in het bijzonder geschikt om er de effecten van een wijziging van de wettelijke minimumlonen op de uitstroomkansen uit de werkloosheid van verschillende groepen werklozen mee na te gaan. Dat komt omdat het erkent dat de invoering van een minimumloon leidt tot de creatie van een massapunt onder in de loonverdeling. In tegenstelling tot wat het model van perfecte concurrentie laat uitschijnen, leidt de invoering van een minimumloon er in de praktijk immers niet toe dat alle werkgevers die eerder een lager loon aanboden zich terugtrekken uit de jobmarkt441. Wij toonden aan dat de verlaging van bindende minimumlonen wel degelijk de uitstroomkansen uit de werkloosheid van een groep werklozen met (zeer) lage verwachte vaardigheden verhoogt. Dit gaat echter ten koste van de uitstroomkansen van een groep werklozen met hogere verwachte vaardigheden en met een reservatieloon dat zich net onder het oorspronkelijke minimumloon bevond. Alternatieven voor het verlagen van de minimumlonen zijn het verhogen van de e-waarde voor werklozen met e-waarden dicht bij e” en het opzetten van alternatieve tewerkstellingsprogramma ‘s, al dan niet met bijkomende vorming, voor werklozen met

441

Zie Card en Crueger (1994) voor een empirische ondersteuning van deze stelling met betrekking tot de effecten van een minimumloonsverhoging in 1992 in New Jersey.

Hoofdstuk 6 : Besluit en beleidsconclusies

.

352

extreem lage e-waarden. Ook het verlagen van de loonkosten zorgt voor lagere minimumeisen inzake verwachte effectieve arbeidseenheden. Dat volgt rechtstreeks uit propositie 2 die stelt dat werkgevers die hogere lonen moeten betalen, hogere reservatieniveaus van e hanteren. In ons jobmarktmodel zijn het niet de behoeften inzake effectieve arbeidseenheden, maar de (exogene) loon(kost)verschillen tussen werkgevers die ervoor zorgen dat hun reservatieniveaus van e verschillen. Het voordeel ten opzichte van een verlaging van de minimumlonen is dat er nu niet automatisch een groep werklozen is die tegelijkertijd minder voor haar aanvaardbare lonen aangeboden krijgt.

1.1.2

De gevolgen van statistische discriminatie op de jobmarkt

Discriminatie wordt in dit werk gedefinieerd als het bewust442 maken van een onderscheid tussen nationale groepen bij beloning, aanwerving, promotie of ontslag. Bij statistische discriminatie bij aanwerving tegen allochtonen beschikken werkgevers over imperfecte informatie over de kwaliteiten van kandidaten. Zij passen discriminatie toe omwille van een werkelijke correlatie van de nationale groep met voor de werkgever (on)wenselijke eigenschappen die verder niet onmiddellijk geobserveerd worden. Voorbeelden van dergelijke eigenschappen zijn taalvaardigheid (mondeling en schriftelijk), de kans dat men het werk terug verlaat (=de “quit-rate”), de houding op het werk… . De werkgever kan zich hierbij baseren op eigen ervaring, maar ook op een stereotiep beeld dat hij zich, mede via de media, over bepaalde groepen gevormd heeft. Zo kan de (objectieve) observatie dat jonge allochtonen geconcentreerd zitten in kansarme buurten, zwak presteren op school en werkloos blijven de idee versterken dat zij minder geschikte kandidaten zijn voor tewerkstelling in min of meer complexe banen en banen waar de werkgever opleidingskosten draagt. Samengevat stellen wij dat statistische discriminatie tegen allochtonen het resultaat is van verschillen in het bezit van menselijk kapitaal tussen nationale groepen. Als oorzaak voor 442

Als de werkgever door de organisatie van zijn aanwerving en selectie onbedoeld bepaalde nationale groepen minder kansen geeft spreken wij van achterstelling. Voorbeelden van achterstelling zijn aanwerving via een informeel netwerk van familieleden en vrienden of het werken met cultureel vertekende testen. De schattingsresultaten geven enige evidentie voor het belang van netwerken (zie verder).

Hoofdstuk 6 : Besluit en beleidsconclusies

.

353

deze verschillen werd gewezen op het bestaan van grote initiële verschillen in menselijk kapitaal en de effecten van etnisch kapitaal. Ook het feit dat de immigratie door de meeste immigranten zelf als een tijdelijk fenomeen aanzien werd kan geleid hebben tot een gebrek aan investeringen in aspecten van menselijk kapitaal (zoals taalkennis, kennis van en het zich schikken naar normen en gebruiken) die enkel in België (of West- Europa) belangrijk zijn. De oorzaken en de mate van statistische discriminatie hangen af van het beschouwde segment op de jobmarkt. Wij beargumenteerden dat statistische discriminatie tegen allochtonen minder waarschijnlijk is voor banen met handenarbeid en in leidinggevende, gespecialiseerde of administratieve banen. Bij de eerste groep is dat omdat taalkennis en andere aspecten verbonden aan menselijk kapitaal hier nog minder belangrijk zijn, bij de tweede groep omdat voor gespecialiseerde of leidinggevende functies specifieke diploma ’s uit het hoger onderwijs vereist zijn. De graden en resultaten behaald in het hoger onderwijs zijn een betere indicator voor de productiviteit dan de nationale groep. Het aantal kandidaten dat zich aandient voor een gespecialiseerde functie op hoger niveau is bovendien beperkter. Daardoor heeft de werkgever er de mogelijkheid alle kandidaten meer uitvoerig te testen. Statistische discriminatie is daarentegen wel waarschijnlijk voor de banen gericht op middelmatig geschoolden (lager of hoger secundair) waar een diploma positief meespeelt, maar niet strikt noodzakelijk is, en taalkennis belangrijk is. Dit is in overeenstemming met de resultaten van de DWTC studie naar « etnische discriminatie bij aanwerving » (1997) die wijst op een grotere discriminatie in de handel en de horeca dan in de industrie, en een grotere discriminatie bij commerciële functies en functies met klantencontact dan bij handenarbeid. Vooral in functies waar zich door het algemene profiel van de gevraagde kenmerken een zeer groot aantal personen kandidaat stelt, is statistische discriminatie tegen allochtonen waarschijnlijk. Wegens het grote aantal kandidaten wordt er dan vaak een preselectie uitgevoerd, die reeds een aanvang neemt van bij de contactname tussen werkgever en werkzoekende. De basis voor de beslissing bij die preselectie is heel smal. Het behaalde diploma, het geslacht en de nationale groep, zijn direct duidelijk en maken daardoor een grote kans mee te spelen bij de beslissing. Individuele kenmerken die pas na een interview, een test of een meer uitvoerige correspondentie naar boven komen, spelen hier nog niet mee. Wij

Hoofdstuk 6 : Besluit en beleidsconclusies

.

354

toonden aan dat statistische discriminatie tegen allochtonen (zoals tegen elke andere groep) de volgende perverse effecten heeft:

‰

Het leidt ertoe dat de e-waarde die aan een individu wordt toegekend een gewogen gemiddelde is van de geobserveerde individuele kenmerken (=de “test”resultaten) en de inschatting door de werkgever van de gemiddelde kenmerken van de nationale groep waartoe dat individu behoort (propositie 6)443. Bij een gelijke werkelijke productiviteit hebben individuen uit nationale groepen met gemiddeld ongunstige kenmerken daardoor een lagere e-waarde(=een lagere verwachte productiviteit in de ogen van de werkgevers).

‰

Bij selectie in meerdere rondes heeft statistische discriminatie op basis van de nationale groep de grootste effecten bij de eerste selectie. Daardoor worden werkzoekenden uit nationale groepen met ongunstige gemiddelde kenmerken globaal minder op hun persoonlijke kenmerken getest (propositie 7). Met een boutade zou men kunnen stellen: van een Belg wordt werkelijk getest of hij geschikt is voor een baan, van een allochtoon wordt vermoed dat zulks niet het geval is.

‰

Bij nationale groepen die gemiddeld genomen niet voldoen aan de in een baan gestelde vereisten leidt statistische discriminatie tot een ondervertegenwoordiging in de tewerkstelling in verhouding tot het aandeel dat werkelijk bekwaam is (propositie 8).

Het bovenstaande gaat over de effecten van statistische discriminatie op een gegeven segment van de jobmarkt. Werkzoekenden kunnen beslissen de jobmarktsegmenten waar zij het felst gediscrimineerd worden te verlaten. Dat versterkt de effecten van discriminatie op de segregatie van nationale groepen in verschillende beroepsgroepen, maar leidt niet noodzakelijk tot een oplossing van het werkloosheidsprobleem voor de gediscrimineerde groepen. Met name laag en middelmatig444 geschoolde allochtonen vinden het moeilijk om discriminatie of achterstelling op de jobmarkt te ontlopen. Dat komt enerzijds door het algemeen karakter van statistische discriminatie (in de eerste ronde) tegen allochtonen445 en

443

Dit resultaat werd reeds afgeleid door Aigner en Cain (1977), maar onze formulering in termen van ewaarden is algemener dan die van deze auteurs, die de e-waarden onmiddellijk gelijk stellen aan lonen.

444

Laag geschoolden hebben een diploma lager secundair beroeps, lager onderwijs of minder. Middelmatig geschoolden hebben een diploma hoger secundair onderwijs, of een diploma lager secundair technisch of lager secundair algemeen vormend. Hoog geschoolden hebben een diploma hoger onderwijs.

445

Verwachte verschillen in taalkennis zijn in de meeste jobmarkten van belang.

Hoofdstuk 6 : Besluit en beleidsconclusies

.

355

anderzijds door het feit dat statistische discriminatie in de praktijk gepaard gaat met wettelijke discriminatie tegen vreemdelingen en nog andere vormen van discriminatie en achterstelling. Dat alles leidt tot lagere uitstroomkansen uit de werkloosheid dan deBelgen, zowel voor laag als voor middelmatig geschoolde allochtonen. Zowel binnen als tussen segmenten van de jobmarkt kunnen verschillen bestaan in de duur en de stabiliteit van de contracten, en daarmee verbonden de mate waarin banen opleidingskosten met zich meebrengen voor de werkgever. Wij toonden aan, op basis van een variant van het zoekmodel voor werkgevers van hoofdstuk 2, dat werkgevers met hogere opleidingskosten

hogere

reservatieniveaus

hanteren.

Nu

zijn

banen

met

hoge

opleidingskosten voor de werkgever waarschijnlijk stabieler446. Als gevolg hiervan en omdat werklozen zelf stabielere banen prefereren, kan voorspeld worden dat er bij lange termijn contracten hogere reservatieniveaus gelden dan in meer kortlopende banen. Dat leidt tot de voorspelling dat lager geschoolden, en, bij statistische discriminatie ook allochtonen, wanneer zij uit de werkloosheid verdwijnen, sneller terugkeren in de werkloosheid.

1.2

Empirisch luik

Het empirisch uitgangspunt voor dit onderzoek is het bestaan van zeer grote verschillen in werkloosheidsgraad tussen verschillende groepen vreemdelingen en Belgen447. De werkloosheidsgraad neemt toe naarmate de vreemdelingen uit een armer land komen en naarmate de gemiddelde scholingsgraad van de nationaliteit afneemt. Wij vonden op basis van de Kaplan Meier schatter dat jonge Marokkanen, Turken en Italianen met een Belgisch diploma in de periode 1989-1993 een significant lagere uitstroomkans hadden dan Belgen, én een significant hogere kans om na eerder uitgestroomd te zijn opnieuw werkloos te worden. De verschillen in opleiding tussen Belgen en 446

De werkgever zal er minder snel een werknemer ontslaan bij verzwakking van de activiteit en prefereert een langere contractduur, waardoor de opleidingskosten beter uitgesmeerd worden over de tijd.

447

De cijfers van de laatste volkstelling over de werkloosheid spreken boekdelen: in maart 1991 was resp. 30,8% en 46.1% van de Marokkaanse en 33.1% en 65.0% van de Turkse mannen en vrouwen werkloos binnen het Vlaams Gewest. Bij de Belgische mannen en vrouwen was dat 4.6% en 9.8%, bij Italianen 13.1% en

Hoofdstuk 6 : Besluit en beleidsconclusies

.

356

allochtonen zijn zowel voor de totale beroepsbevolking als voor de werklozen groot448. Toch verklaren zij slechts een klein gedeelte van het verschil in uitstroomkansen met de Belgen. Er blijven ook significante verschillen in uitstroomkansen tussen Belgen en allochtonen bij middelmatig geschoolde werklozen. Bij een parametrische schatting van de overlevingsfunctie in de werkloosheid werd, naast het opleidingsniveau, gecontroleerd voor het instroomjaar in de werkloosheid, de burgerlijke stand, de leeftijd, het geslacht, de vorige sector van tewerkstelling en de provincie. Uit de Oaxaca decompositie bleek dat de verschillen in gemiddelde kenmerken tussen groepen, zowel bij mannen als vrouwen, minder dan de helft van de initiële verschillen in uitstroomkansen tussen Turken en Marokkanen enerzijds en Belgen anderzijds verklaren. Dit geldt zowel bij weging van de verschillen in kenmerken met de coëfficiënten van de Belgen, als bij weging met de coëfficiënten van de allochtonen. Mogelijke verklaringen worden geboden door: 1. Het bestaan van resterende verschillen in weggelaten variabelen. 2. Modellen van achterstelling 3. Modellen van discriminatie Regressies alleen kunnen nooit een sluitend bewijs voor het bestaan van discriminatie of achterstelling leveren. De reden is dat tegenstanders van die hypothese steeds kunnen beweren dat er onvoldoende gecontroleerd wordt voor verschillen in variabelen die ook een invloed hebben op de uitstroomkansen uit de werkloosheid. Wij hadden in dit werk vooral aandacht voor de resterende verschillen in menselijk kapitaal tussen nationale groepen. Die vormen niet alleen een mogelijke verklaring voor de verschillen in uitstroomkans, zij vormen ook de basis van de tegen allochtonen uitgeoefende statistische discriminatie. In de benadering van etnisch kapitaal (Borjas, 1992) wordt van het bestaan van dergelijke verschillen uitgegaan. Daar wordt gesteld dat de opbouw van menselijk kapitaal door een

44.3%.Voor de andere gewesten en de andere nationaliteiten verwijzen wij naar tabel 1.3 en 1.4. 448

Voor gegevens over de scholingsgraad van de beroepsbevolking, zie tabel 1.1 en 1.2. Voor gegevens met betrekking tot de scholingsgraad van werklozen, zie tabel 5.5 en 5.6 en de appendices van hoofdstuk 5.

Hoofdstuk 6 : Besluit en beleidsconclusies

.

357

kind niet alleen een functie is van het menselijk kapitaal waarover zijn ouders beschikken, maar ook van het menselijk kapitaal aanwezig in de nationale (of de etnische) groep van de ouders. Een mechanisme dat aanleiding kan gegeven hebben tot dit effect is het fenomeen van de concentratiescholen en buurten van allochtonen. Wij vonden indirecte evidentie voor deze hypothese in het relatief succes op de arbeidsmarkt van Turkse, Marokkaanse en Italiaanse mannen en vrouwen met een diploma uit studierichtingen die a-typisch zijn voor hun nationale groep. Bij vrouwen is dat een diploma van het (hoger) secundair technisch onderwijs, bij mannen een diploma van het algemeen vormend onderwijs. De allochtonen die uit concentratierichtingen voor hun groep kwamen (zoals lager en hoger secundair beroeps en het hoger secundair technisch bij mannen) presteerden significant slechter dan de Belgen wat betreft uitstroomkansen uit de werkloosheid en tewerkstellingsduur na werkloosheid. Een diploma van het lager secundair beroeps biedt aan Marokkaanse of Turkse mannen en vrouwen geen extra kansen op het vinden van werk in vergelijking met het lager onderwijs. Er werd ook een rechtstreekse toets uitgevoerd naar de effecten van geografische concentratie via een wissel die aangeeft of een werkloze woont in een gemeente met een hoge concentratie van allochtonen uit arme landen. Enkel bij Belgische449 en Turkse mannen bleek het wonen in een concentratiegemeente tot een significant lagere hazard te leiden. Wonen in een concentratiegemeente bleek geen significant negatieve effecten te hebben op de coëfficiënten van de onderwijswissels, wat nochtans verwacht werd uitgaande van de hypothese rond concentratiescholen. Als oorzaak van achterstelling en achterstand was er ook aandacht voor de rol van netwerken en contacten en de opgebouwde ervaring van werklozen. De effecten van de vorige sector van tewerkstelling kunnen in die context begrepen worden. Turkse mannen met ervaring in de steenkoolmijnen hebben, ondanks de jeugdige leeftijd (jonger dan 30 jaar) van de beschouwde groep en ondanks het resultaat dat die variabele geen significante invloed had op de uitstroomkansen van Belgische mannen, significant lagere uitstroomkansen. De sector van 449

Het effect bij de Belgische mannen kan eventueel toegeschreven worden aan het feit dat er in concentratiegemeenten meer Belgen zijn die behoren tot een vreemde nationale groep. Deze Belgen hebben

Hoofdstuk 6 : Besluit en beleidsconclusies

.

358

tewerkstelling kan echter ook een positief effect hebben op de uitstroomkansen: alles hangt af van de evolutie van de tewerkstelling in de betreffende sector. Een positief effect werd gevonden voor de Italianen met ervaring in de bouwnijverheid. Deze resultaten onderstrepen de relevantie van de hypothese van segregatie op de jobmarkt van hoofdstuk 2. Een belangrijk empirisch resultaat is de vaststelling dat de duurafhankelijkheid van de hazard, zowel bij mannen als vrouwen, groter is bij Belgen dan bij allochtonen450. Dit wijst op een grotere heterogeniteit (niet opgevangen door de verklarende variabelen in de schattingen) onder de groep Belgische mannen dan onder andere groepen. Dit is in overeenstemming met onze voorspelling in propositie 7 dat individuen uit groepen die statistisch gediscrimineerd worden, minder op basis van hun individuele kenmerken beoordeeld worden. Door de ongunstige inschatting van de gemiddelde productiviteit van hun groep maken deze personen minder kans door de eerste selectie te raken. Individuele kenmerken die pas na (uitvoerig) testen in de latere rondes aan het licht komen spelen daardoor een grotere rol bij groepen waarover de werkgevers wél een gunstig stereotiep beeld hebben. Dat allochtonen, zelfs na controle voor opleiding en andere variabelen, een −althans in de ogen van werkgevers− minder heterogeen samengestelde groep blijken dan Belgen wordt bevestigd door de resultaten van de schatting van de tewerkstellingsduur na werkloosheid. Die werd in dit werk benaderd op basis van de duur van de afwezigheid uit de werkloosheid na eerder uitgestroomd te zijn uit de werkloosheid. Ook de overige resultaten gevonden bij de schatting van de uitstroomkans worden bevestigd. Groepen met hoge uitstroomkansen hebben meestal ook een geringere kans om na uitgestroomd te zijn opnieuw werkloos te worden. De voorspelling dat een hoger opleidingsniveau tot een langere tewerkstellingsduur leidt wordt bevestigd door de resultaten, zowel bij Belgen als bij allochtonen. Samengevat zijn de belangrijkste empirische resultaten: ‰

Het bestaan van belangrijke verschillen in uitstroomkansen uit én herinstroomkansen in

eveneens te leiden onder discriminatie en achterstelling. 450

Conform met statistische discriminatie tegen vrouwen (die wij toeschrijven aan een hogere “quit rate” bij vrouwen) is de duurafhankelijkheid van de hazard ook groter bij Belgische mannen dan bij Belgische vrouwen.

Hoofdstuk 6 : Besluit en beleidsconclusies

.

359

de werkloosheid tussen Belgen en allochtonen die niet voldoende verklaard worden door verschillen inzake gemiddelde kenmerken. Het bestaan van een grotere duurafhankelijkheid van de uitstroomkansen uit de

‰

werkloosheid bij Belgen dan bij allochtonen451. Dit wijst op een grotere heterogeniteit van de Belgische werklozen in de ogen van de werkgevers, een resultaat dat bevestigd werd bij de schatting van de herinstroomkans in de werkloosheid. De bevinding dat het diploma lager secundair beroeps, in tegenstelling tot bij Belgische

‰

mannen, geen gunstig effect heeft op de uitstroomkansen en op de afwezigheidsduur uit de werkloosheid bij allochtonen.

Deze resultaten worden door ons geïnterpreteerd als indirecte evidentie voor het bestaan van statistische discriminatie tegen allochtonen op de jobmarkt. Het laatste resultaat is conform het bestaan van een groep werklozen waarvan de e-waarde te laag is om reële uitstroomkansen te hebben, zoals geformuleerd in propositie 4.

1.3

Methodologische resultaten m.b.t. het gebruik van de RVA-data

De hier voorgestelde schattingsmethodes en resultaten zijn een verkenning van wat de RVAbestanden leren over de arbeidsmarktpositie van minderheidsgroepen zoals Italianen, Turken of Marokkanen. Het gebruik van individuele RVA-data maakt het mogelijk om ook minderheidsgroepen zinvol op te delen in kleine groepen naar gevolgd onderwijs, leeftijd en geslacht. Zelfs groots opgezette gerichte enquêtes met duizenden individuen (die in België niet voorhanden zijn voor allochtonen) kunnen dit resultaat moeilijk evenaren. Zowel het berekenen van de werkloosheidsduur als het berekenen van de duur van de afwezigheid uit de werkloosheid na uitstroom gaat echter gepaard met verschillende problemen, die te maken hebben met het waarnemingsschema en waarvoor een oplossing geformuleerd diende te worden. De belangrijkste daarvan zijn: 451

Daardoor is het verschil in uitstroomkansen met de Belgen vooral groot bij het begin van de werkloosheid.

Hoofdstuk 6 : Besluit en beleidsconclusies

‰

.

360

Het bestaan van rechtse censurering: d.w.z: van werkloosheidsintervallen die niet beëindigd waren bij het einde van de observatieperiode (december 1993);

‰

De discrete waarneming van de werkloosheidsduur (in maanden en niet in dagen), als gevolg van het systeem van maandelijkse stockopnamen;

‰

De niet-observatie van sommige werkloosheidsintervallen van minder dan één maand die niet overlappen met één van de maandelijkse telmomenten;

‰

De gebrekkige registratie van de uitstroommaand bij werkzoekenden in wachttijd met een werkloosheidsduur van minder dan of gelijk aan de wachttijd.

De schattingen werden uitgevoerd op basis van de Kaplan Meier schatter en op basis van een zelf afgeleide likelihood die parametrische schatting met verklarende variabelen mogelijk maakt. Bij de schattingen met de Kaplan Meier schatter werd enkel rekening gehouden met rechtse censurering. Bij de afleiding van de likelihood voor de parametrische schattingen werd een oplossing geformuleerd voor alle bovenvermelde problemen. Vooral de correctie voor de nietobservatie van sommige kleine intervallen en die voor de registratie van de uitstroommaand voor de groep in wachttijd hadden een belangrijk effect op de resultaten. Zo bleek een parametrische schatting van de overlevingsfunctie in de werkloosheid op basis van het Weibull model, het Loglogistische model en het exponentiële model mét correctie voor niet geobserveerde heterogeniteit pas aansluiting te vinden met de resultaten verkregen met de Kaplan Meier schatter zodra gecorrigeerd wordt voor het bestaan van niet geobserveerde kleine intervallen. De Kaplan Meier schatter kan niet gebruikt worden voor de groep werklozen in wachttijd. De door ons afgeleide likelihood voor parametrische schatting kan dat wel. Bij de parametrische schatting moet ook een keuze gemaakt worden uit mogelijke specificaties van de overlevingsfunctie in de werkloosheid. Na een vergelijking van de resultaten van het Weibull model, het Loglogistische model en het exponentiële model mét correctie voor niet geobserveerde heterogeniteit (gegenereerd door een gamma mengverdeling) opteerden wij voor dat laatste model. In dat model, dat ook de “compound exponential distribution “ genoemd wordt (Cox en Oakes , 1994), wordt alle geobserveerde negatieve duurafhankelijkheid van de hazard toegeschreven aan niet door de variabelen in de regressie opgevangen heterogeniteit. Dat is in overeenstemming met de constante individuele hazard van het jobmarktmodel, en vereenvoudigt het toetsen van propositie 7. De schattingsresultaten van het exponentiële model met correctie

Hoofdstuk 6 : Besluit en beleidsconclusies

.

361

voor heterogeniteit zijn bovendien minder gevoelig aan eventuele fouten bij de correctie voor de niet geobserveerde kleine intervallen dan het Weibull model.

Hoofdstuk 6 : Besluit en beleidsconclusies

.

362

2 Implicaties voor een beleid gericht op gelijke kansen voor en integratie van allochtonen In deze afdeling formuleren wij enkele beleidsconclusies gericht op gelijke kansen en integratie van allochtonen. Het streven naar gelijke kansen is een gematigd objectief. Een beleid kan ook gericht zijn op gelijke uitkomsten. Een voorbeeld daarvan is het streven naar een evenredige vertegenwoordiging van allochtonen in alle ondernemingen en alle soorten banen. Het opleggen van quota ’s met sancties bij niet naleving452 is een maatregel gericht op gelijkheid van uitkomsten. Minder radicale maatregelen in die context zijn verplichte, maar niet bindende bedrijfsplannen met streefcijfers, een voorkeursbehandeling bij gelijke of voldoende geschiktheid, of loonsubsidies (Van de Voorde, 1996). Het bereiken van gelijke kansen op de arbeidsmarkt is ruimer dan het bestrijden van discriminatie. Naast discriminatie worden de kansen op werk van allochtonen beïnvloed door achterstelling (bijvoorbeeld door vertekende testen, of door het effect van netwerken bij aanwerving,…), wetgeving, problemen in het onderwijs, het verloop van de conjunctuur,… De doelstelling van integratie staat dichter bij die van gelijke uitkomsten dan die van gelijke kansen, maar is minder radicaal. Het volstaat dat de verschillen inzake scholingsgraad en tewerkstellingskansen tussen allochtonen en Belgen afnemen om te spreken van integratie. In sectie 2.1 worden maatregelen besproken gericht op gelijke kansen bij aanwerving. In de daaropvolgende secties gaat de aandacht naar het tewerkstellingsbeleid in het algemeen, het 452

Van de Voorde (1996) spreekt in dat geval van positieve discriminatie, wat hij in het algemeen definieert als een maatregel waarbij de door de werkgever gehanteerde kwalificatiestandaarden verlaagd worden. Tegenover positieve discriminatie staat positieve actie: dat leidt niet tot lagere kwalificatiestandaarden voor allochtonen.

Hoofdstuk 6 : Besluit en beleidsconclusies

.

363

onderwijs en vormingsbeleid en het beleid inzake immigratie. De voorgestelde maatregelen vloeien voort uit de resultaten i.v.m. statistische discriminatie, achterstelling en de werking van de jobmarkt. De effecten van deze maatregelen werden echter niet onderzocht in dit werk.

2.1

Het bereiken van gelijke kansen bij aanwerving

Wij bespreken eerst enkele beleidsconclusies die volgen uit het bestaan van discriminatie op basis van stereotype beelden. Daarna wordt kort ingegaan op twee andere bronnen van ongelijkheid van kansen bij aanwerving: wettelijke discriminatie en achterstelling.

2.1.1

De implicaties van discriminatie op basis van stereotype beelden

Als werkgevers discrimineren dan geven zij een ongelijke behandeling bij gelijke objectieve kenmerken. Beschouw de centrale equatie in het model van statistische discriminatie (afgeleid in propositie 6): eij=(1-γj)µj*+ γjyij

(1)

De objectieve kenmerken waarvan hierboven sprake is vallen samen met de resultaten van de individuele “test-score”, yij, de e-waarden bepalen de aanwervingskansen. Nu zijn er naast de e-waarden ook andere factoren die de aanwervingskansen en zeker de uitstroomkansen uit de werkloosheid bepalen453. Wij concentreren ons hier echter op de rechtstreekse implicaties van het model van statische discriminatie. Uit (1) volgt dat verschillen in e -waarden bij gelijke yij tussen nationale groepen veroorzaakt worden door verschillen in µj* ‘s. Er zijn twee interpretaties mogelijk. Ofwel gaat men er van uit dat de verschillen in µj* ‘s niet beantwoorden aan reële verschillen en enkel de

Hoofdstuk 6 : Besluit en beleidsconclusies

.

364

foutieve negatieve beelden van werkgevers over allochtonen weerspiegelen. Eens een allochtoon aangeworven raakt stelt er zich dan geen specifiek probleem meer. Het probleem met die interpretatie is het uitgangspunt dat werkgevers systematisch de verwachte opbrengst van de tewerkstelling van allochtonen onderschatten. Werkgevers die wel allochtonen aanwerven zouden dan sneller hun vacatures kunnen opvullen en daardoor hogere winsten realiseren, wat deze interpretatie moeilijk houdbaar maakt als een verklaring voor blijvende discriminatie. Helemaal onwaarschijnlijk is ze echter niet: de effecten van discriminatie op basis van vooroordelen op de winst kunnen marginaal zijn454. De tweede interpretatie stelt dat de verschillen in µj* ‘s werkelijk verschillen in rendabiliteit van de tewerkstelling van observationeel identieke allochtonen en Belgen voorstellen. In een model van statistische discriminatie (of van “true stereotypes”) wordt uitgegaan van de tweede interpretatie. Daarmee wordt expliciet erkend dat, eens een allochtoon ergens aangeworven wordt, de problemen niet van de baan zijn. Wij wezen op mogelijke verschillen in de kwaliteit van diploma ‘s (bij concentratiescholen), op resterende verschillen in taalvaardigheid en andere niet onmiddellijk geobserveerde aspecten van menselijk kapitaal. Bij de samenwerking tussen allochtone en Belgische werknemers in een omgeving die daar niet op voorzien is kunnen er ook heel wat communicatieproblemen rijzen, dit mede als gevolg van foutieve stereotype beelden zowel van Belgen over allochtonen, als van allochtonen over Belgen455

456

. Statistische discriminatie bij aanwerving kan dus veroorzaakt

worden door negatieve stereotype beelden en vooroordelen die spelen op de werkvloer457, terwijl de aanwervingsbeslissing zélf gebaseerd is op een onvertekende schatting van de µj ‘s.

453

Zo zal een racistische werkgever hogere reservatieniveaus van e hanteren voor allochtonen dan voor Belgen.

454

De effecten op de winst zijn waarschijnlijk gering als er voldoende geschikte kandidaten zijn op de jobmarkt. In een periode met een tekort aan geschikte werkkrachten kan het interessanter worden voor werkgevers om het werken met allochtonen uit te proberen. De effecten op de winst zijn ook kleiner op jobmarkten waar nauwelijks allochtonen aanwezig zijn. Wij vonden nochtans dat allochtonen op sommige van die jobmarkten hogere uitstroomkansen uit de werkloosheid hebben dan op jobmarkten waar zij geconcentreerd zijn.

455

Voor een overzicht van deze problemen en een aantal beleidsvoorstellen, zie Michiel Van de Voorde (1996).

456

Ook de significante verschillen in de afwezigheidsduur uit de werkloosheid na werkloosheid wijzen op dergelijke problemen, waarbij allochtonen eerder in aanmerking komen voor ontslag en niet opgeleid worden voor de kernfuncties van de onderneming.

457

Daarnaast spelen ook verschillen in niet onmiddellijk geobserveerde aspecten van menselijk kapitaal.

Hoofdstuk 6 : Besluit en beleidsconclusies

.

365

Om statistische discriminatie bij aanwerving tegen te gaan moeten problemen op het werk en de resterende verschillen in menselijk kapitaal voldoende (ook empirisch) in kaart gebracht worden en dienen telkens concrete oplossingen geformuleerd te worden. Het bestaan van statistische discriminatie bij aanwerving maakt het in kaart brengen van die problemen alleen maar dringender. Het zijn immers niet zozeer de (statistisch discriminerende) werkgevers, maar de werkloze allochtonen zelf die het gelag betalen voor blijvende verschillen in µj’s. Dat reële verschillen in µj’s blijven bestaan belet niet dat men kan proberen in te werken op foutieve stereotype beelden over allochtonen. Het beïnvloeden van de beeldvorming over allochtonen (o.m. via advertenties in kranten) is een handig en relatief goedkoop instrument. Een bijkomend voordeel is dat men ze gericht kan gebruiken voor het bevorderen van de tewerkstelling van allochtonen in banen en sectoren waar dat tot nu toe niet vanzelfspekend was. Dat wil zeggen dat zij een kans bieden om te breken met het (ook niet meer volledig aan de realiteit beantwoordende) beeld van de allochtoon als arbeider in de industrie458. Bedenk wel dat als communicatie en andere problemen als gevolg van wederzijdse vooroordelen de oorzaak zijn van gemiddelde verschillen in prestaties tussen allochtonen en Belgen, niet alleen de werkgevers, maar de gehele (actieve) bevolking bestookt dient te worden met correcte459 en daardoor noodzakelijk heterogene beelden over (jonge) allochtonen. Naast verschillen in µj*’s bevat vergelijking (1) ook nog een andere parameter waarop door het beleid ingewerkt kan worden. Dat is de γj. De γj geeft weer in welke mate de individuele door de werkgever geobserveerde kenmerken meespelen bij de beoordeling van de verwachte productiviteit. Wij argumenteerden dat bij selectie in meerdere rondes de precisie van de individuele informatie toeneemt naarmate een kandidaat verder raakt in de selectieprocedure. Wij toonden aan dat daardoor γj toeneemt. De impact van de kenmerken van de nationale groep neemt gelijklopend daarmee af (zie (1)). Daaruit volgt dat vooral discriminatie tegen allochtonen bij de contactname of de eerste selectie moet bestreden worden. Vooral in die fase is de individuele informatie nog beperkt en is de werkgever te veel geneigd zich (ook) te 458

Een krant die een artikel wil illustreren over allochtonen die aan het werk zijn zou bijvoorbeeld een foto kunnen nemen van een Turk of Marokkaan die een klant bedient in een warenhuis, of achter een computerscherm werkt en niet telkens allochtonen achter de lopende band tonen.

459

De zaak overdreven rooskleurig voorstellen verdient zeker geen aanbeveling, omdat dan de campagne haar geloofwaardigheid verliest. Ook racisten zullen eerder met kleine stapjes bekeerd worden en stellingen die

Hoofdstuk 6 : Besluit en beleidsconclusies

.

366

baseren op zijn beeld over of ervaring met de nationale groep. Een zinvolle positieve actie gericht op gelijke kansen is ondernemingen er toe aan te zetten hun aanwervingsprocedures te laten evalueren en zonodig bij te stellen. Bij een dergelijke evaluatie moet zeker voldoende aandacht zijn voor het eerste contact. Men zou ook verder kunnen gaan en ondernemingen een contract laten ondertekenen waarbij zij zich engageren tot het geven van gelijke kansen aan allochtonen in elk stadium van de selectie. De bedoeling is dat kandidaten uit vreemde nationale groepen (al of niet met de Belgische nationaliteit) bij een sollicitatie minstens even uitvoerig en precies getest worden als kandidaten uit de Belgische nationale groep met een gelijkwaardig diploma. Dergelijke contracten zijn nuttig in alle ondernemingen, maar zeker ook in selectie- en uitzendbureaus. De ondertekening van dergelijke akkoorden zou kunnen gestimuleerd worden door een korting op de werkgeversbijdragen460. Dat vereist wel dat er controle mogelijk is en dat de onderneming ook over de resultaten rapporteert. Het belonen van ondernemingen die discriminatie proberen te voorkomen is geen overbodige luxe gezien de evidentie voor het bestaan van discriminatie en omdat de verschillen in µj*’s vaak de weerspiegeling zijn van echte verschillen in µj. Zelfs al zijn die werkelijke verschillen in µj enkel het gevolg van tijdelijke communicatieproblemen bij de komst van de eerste allochtone werknemers, zij vormen een financiële drempel die het management huiverachtig kan doen staan tegen de integratie van allochtonen in hun onderneming. Men kan de voorwaarden ruim genoeg formuleren en de korting financieel aantrekkelijk maken, zodat 90% van de ondernemingen er kan /wil aan voldoen. Een onderneming die geen akkoord wenst, of waarvan, bijvoorbeeld na behandeling van klachten, bleek dat zij toch discrimineert, krijgt geen korting (meer). Het niet geven van een korting bij niet naleven en zeker het niet afsluiten van een contract, stelt juridisch en praktisch minder problemen dan het strafrechterlijk vervolgen van ondernemingen die discrimineren bij aanwerving461. Mét het bestaan van een dergelijke

volledig haaks staan op hun overtuigingen radicaal verwerpen. 460 461

Dat zou kunnen gerealiseerd worden door het terugstorten van een % van de werkgeversbijdrage.

In dat geval moet de bewijslast door de gediscrimineerde geleverd worden. In ons voorstel krijgen ondernemingen die geen contract tekenen geen korting en blijft de theoretische mogelijkheid van strafvervolging open, terwijl zij die een contract tekenen maar het niet naleven wegens contractbreuk hun

Hoofdstuk 6 : Besluit en beleidsconclusies

.

367

impliciete financiële sanctie is de kans groot dat het management op de vingers getikt wordt door aandeelhouders of syndicale afgevaardigden als de korting geweigerd wordt, of als de bedrijfsleiding verkoos geen gebruik te maken van de mogelijkheid een korting te verwerven. De maatregel komt tegemoet aan de verzuchting van de ondernemingen tot minder belasting, maar wijst hen tegelijkertijd op hun maatschappelijke verantwoordelijkheid. Wij benadrukken dat de enige voorwaarde voor het verkrijgen van de korting is dat de aanwerving en selectie op zo’n wijze georganiseerd is dat allochtonen en Belgen gelijke kansen krijgen, m.a.w. dat voor hen dezelfde objectieve kwalificatievereisten (in termen van y waarden) gelden. Dat mag niet verward worden met het geven van een loonsubsidie bij aanwerving van allochtone werknemers. Wij zijn geen voorstanders van een dergelijke maatregel, omdat die leidt tot het hanteren van lagere e-waarden (en mogelijk ook ywaarden) bij allochtone kandidaten, wat de beeldvorming over allochtone werknemers negatief beïnvloedt en hun incentieven om te investeren in menselijk kapitaal zou kunnen ondergraven (zie verder).

2.1.2

Wettelijke discriminatie en tewerkstelling in de publieke sector.

Wettelijke discriminatie wordt hier ruim gedefinieerd. Het slaat op het geheel van wetten en reglementen die de aanwerving van EG en vooral niet EG-vreemdelingen in publieke diensten en ondernemingen bemoeilijken. Wij zien weinig argumenten voor het behouden van deze discriminatie. Ook niet voor “strategisch belangrijke functies” (een omschrijving waaraan in de praktijk een waslijst van functies blijken te voldoen) of op basis van de zogenaamde vrijheid van vreemdelingen om de Belgische nationaliteit aan te nemen (daaraan zijn voorwaarden gekoppeld en de procedure kostte tot nu toe heel wat tijd en geld). In plaats van de Belgische nationaliteit als eis voorop te stellen kan men evengoed rechtstreeks eisen dat iemand in België woont en Nederlands- en/ of Franstalig is. Een zinvol alternatief is de op gang zijnde versoepeling van de naturalisatieprocedure462.

korting verliezen. Een onderneming die vindt dat de korting onterecht ingetrokken is verplicht zelf naar de rechtbank te stappen. 462

Deze versoepeling houdt in dat er niet langer een onderzoek gebeurt naar de mate van integratie van de

Hoofdstuk 6 : Besluit en beleidsconclusies

.

368

Gegeven de zware ondervertegenwoordiging van allochtonen in publieke diensten (zie hoofdstuk 3) en ten behoeve van de functionering zelf van bepaalde van deze diensten in gemeenten waar veel allochtonen wonen, is het veeleer wenselijk dat het aandeel allochtone werknemers daar gevoelig opgevoerd wordt. Met betrekking tot publieke diensten zoals politie, loketbedienden in gemeentes, bedienden bij de post en spoorwegen…pleiten wij zelfs voor specifieke vormen van positieve discriminatie. Positieve discriminatie houdt in dat de kwalificatievereisten gesteld aan allochtonen lager liggen dan die gesteld aan Belgen463. Zo kan men zich afvragen of het zinvol is een allochtoon te weigeren als politieagent in een gemeente als Brussel omdat hij onvoldoende Nederlands kent en enkel vloeiend Marokkaans en Frans spreekt. Kennis van het Nederlands blijft natuurlijk een troef vormen en moet positief doorwegen bij promotie…, maar het mag niet de (drog)reden worden waarom geen enkele rijkswachter of politieagent in Brussel van Marokkaanse of Turkse origine is. Het verlagen van de objectieve kwalificatievereisten (=y-waarden) ten voordele van allochtonen is en blijft echter een heikel thema. Men moet bij de toepassing van positieve discriminatie ook goed definiëren welke groep er van profiteert en welke niet. Zo moet de gehele Turkse en Marokkaanse nationale groep kunnen profiteren van maatregelen van positieve discriminatie en niet enkel diegenen die nog deze nationaliteit hebben. Het kan niet de bedoeling zijn het aannemen van de Belgische nationaliteit door vreemdelingen te ontmoedigen. Men moet dus afgaan hetzij op een concept zoals dat van de nationale groep, waarbij de nationaliteit van (één van de) ouders of grootouders bepalend is, of op andere voorwaarden. Een elegante oplossing is een aantal plaatsen in politiediensten en gemeentelijke diensten voor te behouden aan mensen die, naast Nederlands of Frans, ook de Turkse, Koerdische of Arabische… taal machtig zijn. Op die wijze krijgen de leden van de Marokkaanse of de Turkse nationale groep, ongeacht hun nationaliteit, meer kansen en wordt duidelijk gemaakt waar het om te doen is: een beter contact van de gemeente en /of politie met de betrokken gemeenschappen. Zo wordt ook concurrentie met leden van de Belgische nationale groep die bereid zijn Turks of Arabisch te leren niet uitgesloten. aanvrager en dat de leeftijdsbeperking van 30 jaar wegvalt. 463

Wij nemen hiermee de definitie over van Van de Voorde (1996).

Hoofdstuk 6 : Besluit en beleidsconclusies

.

369

In het algemeen zijn wij geen voorstander van positieve discriminatie. Niet alleen omdat dit ongetwijfeld weerstand oproept, maar ook omdat het bij verkeerde toepassing de incentieven zou kunnen wegnemen van allochtonen om te investeren in verdere integratie (bijvoorbeeld: Belg worden, Nederlands leren…). Coate en Loury (1993) werkten deze hypothese theoretisch uit met een model van statistische discriminatie en vonden dat het opleggen van quota ‘s tot een situatie kan leiden waarin de bevoordeligde groep minder investeert in menselijk kapitaal, wat leidt tot een sterker (correct) negatief stereotiep beeld over die groep. Men kan aan deze kritiek ontsnappen door voor bepaalde functies, die belangrijk zijn voor het contact tussen gemeente, politie en bevolking, als bijkomende eis de kennis van het Arabisch, Turks of Koerdisch op te leggen. Geformuleerd als een bijkomende eis verhoogt dat de tewerkstellingskansen voor allochtonen uit de tweede generatie misschien niet direct, maar wel op termijn. Zij weten dan dat het de moeite loont te investeren in het voldoen aan de andere voorwaarden, omdat zij op het nieuwe criterium reeds een voorsprong hebben.

2.1.3

Achterstelling

Achterstelling slaat op factoren in de organisatie van de aanwerving die er onbedoeld toe leiden dat allochtonen minder kans hebben aangeworven te worden. Er werd aandacht besteed aan cultureel vertekende testen en het effect van de wijze waarop nieuw personeel aangeworven wordt (zie hoofdstuk 1). Een test is cultureel vertekend als de slaagkansen afhangen van culturele factoren die voor diegene die de test afneemt niet ter zake doen464. Om te vermijden dat allochtonen worden benadeeld door het gebruik van testen (ook IQ testen) met een dergelijke vertekening moet de onderneming voldoende zorg besteden aan het uitwerken van testen die vrij zijn van culturele vertekening. Omdat kleine en middelgrote ondernemingen het als een te zware investering zouden kunnen beschouwen om zelf dergelijke testen uit te werken kunnen de overheid en organisaties van werkgevers465 464

Een voorbeeld is een toets wiskunde geformuleerd in een ingewikkeld en omslachtig Nederlands. Als het de bedoeling is enkel de wiskundige kennis van de kandidaat te toetsen, ondervinden kandidaten die het Nederlands enkel als tweede taal kennen hierdoor moeilijkheden. 465

Dit soort taken wordt nu al uitgevoerd door het centrum voor gelijkheid van kansen en racismebestrijding op het federale en door het VCIM (Vlaams Centrum voor Integratie van allochtonen) en een onderdeel daarvan, de

Hoofdstuk 6 : Besluit en beleidsconclusies

.

370

ondersteunend optreden. Dat kan door bedrijven en publieke diensten die dat vragen informatie te verstrekken over en les te geven in testen en procedures die vrij zijn van culturele vertekening en achterstelling van allochtonen. In de opleiding en bijscholing van personeelsverantwoordelijken moet deze problematiek en ook de problematiek van discriminatie, verplicht deel uitmaken van de opleiding466. Men kan argumenteren dat allochtonen zelf ook iets kunnen doen aan achterstelling. Zo sluiten zij zichzelf uit van de toegang tot een aantal banen als zij geen Nederlandstalige kranten lezen. Dat is waar, maar net zoals wij koppelen allochtonen graag het nuttige aan het aangename. De hoofdreden voor het lezen van een krant is ontspanning en interesse. Ondernemingen die advertenties plaatsen in kranten die wel gelezen worden door allochtonen zouden wel eens een verassend hoog aantal bekwame allochtone kandidaten over de vloer kunnen krijgen. Niets belet trouwens om in een in het Turks… geschreven (lokale) krant een advertentie in het Nederlands te plaatsen. De eerste stap wordt op die wijze gezet door de Belgische onderneming, wat het grote voordeel heeft dat de allochtoon weet (aanvoelt) dat hij te maken heeft met een niet racistische onderneming. Allochtonen reageren wellicht te weinig op advertenties die uitsluitend in Nederlandstalige kranten staan uit vrees voor discriminatie.

2.2

Het algemene tewerkstellingsbeleid

Wij komen terug op onze visie over minimumlonen en verbinden die met een aantal beleidsvoorstellen inzake immigratiebeleid. Daarna wordt aandacht besteed aan de impact van het macro-economisch beleid, aanbodzijdebeleid en de rol van vorming en onderwijs.

BWM (Begeleidingscel Werkgelegenheid Migranten), op het Vlaamse niveau. Om beter de KMO’s te bereiken is het aangewezen dat ook de gemeenten en werkgeversorganisaties ingeschakeld worden in dergelijke positieve acties (dat kan door het ter beschikking stellen van brochures, maar ook door lessen met personeelsverantwoordelijken te organiseren…). 466

Dat is ook onze suggestie aan de KUL. Alvast in de op personeelsbeleid en werving georiënteerde richtingen in de toegepaste economische wetenschappen en de psychologie is een dergelijke vorming noodzakelijk!

Hoofdstuk 6 : Besluit en beleidsconclusies

2.2.1

.

371

De rol van minimumlonen en het beleid t.o.v. nieuwe immigranten

Minimumlonen worden in dit werk aangewezen als één van de oorzaken (naast efficiëntielonen) van het bestaan van langdurige werkloosheid onder nationale groepen met een laag scholingsniveau. Tegelijkertijd worden theoretische argumenten gegeven voor het behoud van deze minimumlonen, ondanks de werkloosheid die zij veroorzaken: minimumlonen begunstigen middelmatig opgeleiden (een deel van de tweede generatie) ten opzichte van zeer laag geschoolden (nieuwe immigranten…). Dankzij deze minimumlonen zijn het in grotere mate de vaardigheden die men (o.m. door scholing) opgebouwd heeft die tellen en niet het loon waarvoor men bereid is te werken. Dat laatste kan, zeker als het mensen zonder papieren betreft, extreem laag zijn. Statisch gezien leiden minimumlonen tot efficiëntieverlies. In een dynamisch perspectief, waar men ook rekening houdt met de effecten ervan op de investeringen in opleiding en menselijk kapitaal door de latere werkzoekenden hoeft dat niet zo te zijn467. Een argument voor het invoeren, verhogen… van minimumlonen is dat flexibele lonen op zichzelf niet voor een evenwicht op de jobmarkt kunnen zorgen. De feitelijke bodem onder de lonen wordt bij afwezigheid van minimumlonen gevormd door de werkloosheidsuitkeringen (en het niet arbeidsinkomen). Voor de zwakste groepen (o.m. de door de RVA geschorste werklozen) betekent dat extreem lage lonen. Gegeven het belang van institutioneel bepaalde lonen in België en de massale werkloosheid van vreemdelingen uit arme landen, is er een parallel te trekken met de migratie van het platteland naar de stad die zich in de voorbije decennia voltrok in veel ontwikkelingslanden. In een dergelijk model is het de grote werkloosheidsgraad468 onder de immigranten in de stad die zorgt dat de immigratie uit het platteland afgeremd wordt. Toegepast op België zou dat betekenen dat het verhogen van de tewerkstellingskansen van immigranten voor een grotere toestroom van nieuwe immigranten zou zorgen. Die toestroom zou pas ophouden zodra de

467

Een minimumloonsverhoging leidt tot hogere kwalificatievereisten. Om hieraan te voldoen zal alvast een deel van de werkzoekenden meer investeren in menselijk kapitaal.

468

Of de lage inkomens in de stedelijke informele sector.

Hoofdstuk 6 : Besluit en beleidsconclusies

.

372

tewerkstellingskansen voor de nieuwkomers opnieuw erg laag zijn469. Betekent dit dat de inspanningen om de tewerkstellingskansen van allochtonen te verhogen zinloos zijn? Een antwoord op deze zeker niet onschuldige vraag is dat het probleem zich niet stelt in België (en West Europa) omdat er een immigratiestop is. Dit antwoord is echter geenszins bevredigend. De migratiestop heeft ertoe geleid dat vele immigranten hun toevlucht zochten tot de asielprocedures, waarop de verschillende Europese regeringen reageerden door het asielbeleid aanzienlijk te verstrengen. Dat heeft dan weer geleid tot een grote aanwezigheid in Europa van mensen die gevlucht zijn uit hun land om economische of politieke reden of een combinatie van de twee zonder een geldige verblijfsvergunning. Deze mensen zijn door hun statuut noodzakelijk tewerkgesteld in de zwarte economie, waardoor sociale regels en minimumlonen hen geen bescherming kunnen bieden. Zij staan daardoor bloot aan allerlei vormen van exploitatie. Zij lopen bovendien elk moment de kans gearresteerd te worden en gevangen genomen te worden of gedeporteerd. Om aan die uitzichtloze situatie voor honderdduizenden mensen een einde te stellen hebben een aantal Europese landen regularisaties doorgevoerd. In het licht van deze menselijke tragedie, maar ook in het licht van de lange termijn economische en sociale gevolgen van immigratie uit arme landen die het onderwerp uitmaakten van dit proefschrift, stellen wij de volgende krijtlijnen voor een alternatief immigratiebeleid voor: 1. Wij behouden het recht voor een land als België om de instroom van vreemdelingen te beperken en aan regels en voorwaarden te onderwerpen. Instrumenten daarvoor zijn zowel tijdelijke als permanente verblijfsvergunningen en arbeidsvergunningen en maatregelen die de financiële aantrekkelijkheid van een werkloos verblijf in België verminderen470. 2. Tijdelijke verblijfsvergunningen kunnen toegekend worden om humanitaire redenen of om economische redenen. In dat laatste geval moet er een aanvraag tot arbeid- en

469

Er is alvast empirische evidentie voor Duitsland voor een sterker effect van de werkloosheidsgraad dan de lonen in het gastland op de immigratiestromen (Wolfang (1993)).

470

Dat kan door financiële steun aan asielzoekers te vervangen door materiële hulp en huisvesting.

Hoofdstuk 6 : Besluit en beleidsconclusies

.

373

verblijfsvergunning471 zijn van een Belgische onderneming die een vreemdeling wenst aan te werven en zich garant stelt regels en afspraken inzake beloning te respecteren en de sociale bijdragen te betalen472. De op dit moment gehanteerde voorwaarde van het “niet beschikbaarheid zijn van Belgische kandidaten” zou vervallen als de aangeworven personen reeds een tijd (zelfs illegaal) aanwezig zijn in België. Deze tijdelijke vergunningen worden echter niet automatisch verlengd en kunnen op zich geen aanleiding geven tot een permanente verblijfsvergunning. De bedoeling is dat de immigrant inspanningen doet om een permanente verblijfsvergunning te bemachtigen. 3. Permanente verblijfsvergunningen zouden niet alleen verstrekt worden in het kader van de asielprocedure, maar aan alle immigranten die aantonen over voldoende vaardigheden (inzake menselijk kapitaal) te beschikken om te kunnen functioneren in de Belgische samenleving. Als voldoende voorwaarde zou kunnen dienen: het behalen van een diploma van het secundair of hoger onderwijs in het (avond)onderwijs, het slagen voor een schriftelijke of mondelinge toets voor de taal van het gewest waar men woont. 4. Werkgevers die mensen zonder papieren tewerkstellen, maar correct de belastingen en sociale zekerheidsbijdragen betalen, geen loondiscriminatie toepassen en minimumlonen e.d. respecteren, kunnen niet gestraft worden. Hetzelfde geldt (uiteraard) voor mensen die humanitaire hulp verlenen aan mensen zonder papieren. De sancties voor diegenen die mensen zonder geldige papieren uitbuiten worden daarentegen verhoogd. Slachtoffers van dergelijke praktijken krijgen, als zij een klacht indienden, een tijdelijke verblijfsvergunning voor minstens de duur van het proces. In deze voorstellen wordt gebroken met de weinig consistente aanpak waarbij enerzijds de migratiestop gehandhaafd blijft maar anderzijds, als de druk te groot wordt, teruggegrepen wordt naar regularisaties, hoofdzakelijk gebaseerd op de verblijfsduur. De voorgestelde

471

Een arbeidsvergunning is op dit moment niet hetzelfde als een verblijfsvergunning. Een vreemdeling kan een verblijfsvergunning hebben zonder over een arbeidsvergunning te beschikken. In ons voorstel is het logisch dat de arbeidsvergunning voorafgaat aan de verblijfsvergunning. Die laatste zou automatisch verleend worden zodra er een arbeidsvergunning is, behoudens (misschien) in geval van veroordelingen voor criminele feiten…Wij zien geen redenen voor het niet verstrekken van een arbeidsvergunning aan al wie(bijvoorbeeld om humanitaire redenen) reeds over een verblijfsvergunning beschikt.

472

Het niet naleven van de regels inzake minimumlonen en gelijke beloning met de Belgen kan wel aanleiding geven tot weigering of andere sancties. Voor de sociale bijdragen inzake ziekteverzekering zou een voorschot kunnen geëist worden. De werkgever zou kunnen aangezet worden in de plaats van zijn nieuwe werknemer zelf een familiale verzekering en autoverzekering (ook voor privé gebruik) af te sluiten.

Hoofdstuk 6 : Besluit en beleidsconclusies

.

374

policy mix kan wél gehandhaafd worden op langere termijn en houdt rekening met het belang van investeringen in menselijk kapitaal door immigranten. De twee essentiële voorwaarden om aan een permanente verblijfsvergunning te raken zijn immers473: (1) een werkgever vinden die bereid is een loon te betalen, conform de voorschriften op de formele jobmarkt en de eventuele specifieke vereisten voor vreemdelingen. (2) aantonen dat men de taal van het gewest kent en/of een binnenlands diploma van het hoger of secundair onderwijs behalen. Gezamenlijk verzekeren die twee voorwaarden dat de personen die niet louter omwille van politiek asiel toegelaten worden voldoende kunnen functioneren op de arbeidsmarkt474. Het opleggen van een examen Nederlands /Frans aan diegenen die een permanente verblijfsvergunning willen heeft het voordeel dat het rechtstreeks inwerkt op de beeldvorming bij Belgen over immigranten. Door geen eisen te stellen aan immigranten inzake opleiding en taalkennis schuift men het probleem alleen maar voor zich uit: de verschillen met de Belgen blijven dan pijnlijk groot in de tweede generatie. Ook andere samenlevingsproblemen worden gereduceerd als de nieuwkomers snel inspanningen doen om de taal van het gewest te leren en hun Belgische buren dat weten. In dit voorstel worden het arbeidsmarktbeleid en het immigratiebeleid nauwer verweven. Naast het belang van opleiding en vorming valt ook het belang op van minimumlonen en sociale maatregelen. Zonder het bestaan van wettelijke en afdwingbare minimumlonen is dit voorstel niet realistisch. Werkgevers zouden dan kunnen geneigd zijn om massaal buitenlandse werkkrachten in te voeren teneinde zo de lonen te drukken. De mate waarin een

473

Bedenk dat deze voorwaarden opgelegd worden voor het verkrijgen van een tijdelijke en later permanente verblijfsvergunning. Het heeft geen zin om mensen die reeds een permanente verblijfsvergunning hebben en Belg willen worden nog dergelijke voorwaarden op te leggen. Als een vreemdeling met zo ’n vergunning Belg wil worden dan is dat juist een teken dat hij verder wil integreren.

474

Omdat zij dan onmiddellijk kunnen werken en hun lot veel meer in eigen handen hebben (in plaats van te wachten op een ambtelijke beslissing) is het waarschijnlijk dat ook mensen die hoofdzakelijk om politieke redenen naar België komen via deze weg zullen proberen aan een permanente verblijfsvergunning te komen. Dit is zeker wenselijk! Deze weg is voor de Belgische overheid goedkoper, en is ook bevorderlijk voor de integratie. Bovendien zijn het, paradoxaal genoeg, precies de (vaker hoger geschoolde) personen die werkelijk als individu vervolgd werden, die meer kans maken om een werkgever te vinden en Nederlands te leren.

Hoofdstuk 6 : Besluit en beleidsconclusies

.

375

sector gebruik wenst te maken van vreemdelingen met arbeid- en verblijfsvergunningen vormt ook in een situatie met minimumlonen best het onderwerp van sociaal overleg475. Belangrijk is de strijd tegen zwart werk en uitbuiting van mensen zonder papieren. In plaats van massaal middelen in te zetten in de verwijdering van “illegalen” van het grondgebied kan men beter diezelfde middelen inzetten in de strijd tegen diegenen die mensen zonder (geldige) papieren uitbuiten. Het geven van een verblijfsvergunning aan mensen zonder papieren die ingezet werden in de prostitutie of op andere wijze uitgebuit worden kan de pakkans voor de verantwoordelijken op zulke wijze opvoeren dat deze circuits in korte tijd opdrogen. Met het opdrogen van de vraag op de informele arbeidsmarkt voor mensen zonder papieren, waartoe ook de maatregelen onder punt 2 en 4 bijdragen, zal ook een deel van de daaraan verbonden immigratiestromen en mensensmokkel ophouden.

2.2.2

Het macro-economisch beleid

Wat ons model van de jobmarkt toevoegt aan een standaard micro-economische onderbouwing van een macro-economisch model is het erkennen van de heterogeniteit van de productiefactor arbeid. Deze heterogeniteit, die bestaat binnen elke beroepsgroep (=segment van de jobmarkt), zorgt er mede voor dat de lonen als evenwichtsherstellend mechanisme worden vervangen door de eisen van werkgevers inzake verwachte vaardigheden van werklozen en de reservatielonen van werklozen. Bij een dergelijke heterogeniteit bestaat er een afruil tussen de globale vraag naar arbeid en de productiekosten. Een hogere economische activiteit leidt, via een hogere vraag naar arbeid, tot hogere productiekosten. Niet omdat de lonen stijgen, maar omdat werkgevers bij uitbetaling van dezelfde lonen verplicht zijn werknemers met een lagere verwachte productiviteit aan te werven. Dat maakt duidelijk dat er een afruil kan bestaan tussen het realiseren van een lage inflatie en het geven van tewerkstellingskansen aan laaggeschoolden en in het algemeen aan alle groepen met een lage verwachte productiviteit. Wij geven aldus een micro-economische basis

475

Alhoewel de individuele beslissing toebehoort aan de werkgever.

Hoofdstuk 6 : Besluit en beleidsconclusies

.

376

voor de Phillips-curve relatie476 en voegen daar een belangrijke voorspelling aan toe: het zijn de

werklozen

met

de

laagste e-waarden

die het gros

van de wijziging in

tewerkstellingskansen bij wisselende toestand op de arbeidsmarkt moeten opvangen. Dat komt omdat zij niet in staat zijn hun tewerkstellingskansen op peil te houden door het reservatieloon te laten dalen. Het besluit is dat de tewerkstellingskansen van allochtonen sterker dan die van Belgen beïnvloed worden door de algemene situatie op de arbeidsmarkt. Aangezien de situatie op de arbeidsmarkt anno 2000 gunstiger is dan in 1993 kan men hopen dat de verschillen ondertussen kleiner geworden zijn. Het is dan ook mogelijk dat werkgevers nu meer open staan voor maatregelen om achterstelling en discriminatie van allochtonen te voorkomen477.

2.2.3

Aanbodzijdebeleid

Er was in dit werk geen aandacht voor een grotere neiging tot zwartwerk als een mogelijke verklaring voor een grotere formele werkloosheid onder allochtonen. Voor zover die stelling empirisch hard kan gemaakt worden, zou ook moeten worden onderzocht in welke mate een grotere tewerkstelling van allochtonen in de informele sector niet juist het gevolg is van hun beperkte toegang tot een baan in de formele sector. Naast het tegengaan van zwartwerk, omvat een beleid gericht op de aanbodzijde ook het vermijden van werkloosheidsvallen. Dat aspect kreeg wel aandacht in dit werk. De feitelijke bodem onder de lonen op de jobmarkt kan zowel door minimumlonen als door werkloosheidsuitkeringen gevormd worden. Wij geven

enkele

argumenten

waarom

minimumlonen

te

verkiezen

zijn

boven

werkloosheidsuitkeringen als hefboom om armoede tegen te gaan. Het belangrijkste argument is dat als de laagste nettolonen nog duidelijk hoger zijn dan de werkloosheidsuitkering, werklozen een duidelijke reden hebben om werk te zoeken en de nodige inspanningen te doen om hun verwachte effectieve arbeidseenheden te verhogen.

476

Bedenk dat deze onderbouwing enkel geldt voor een korte termijn afruil tussen inflatie en tewerkstelling. Na een periode van 2 jaar laten de effecten van (onder meer) sectorale loonsonderhandelingen zich voelen.

477

Er werden in dat verband recent signalen gegeven en acties gepland door werkgeversorganisaties als het

Hoofdstuk 6 : Besluit en beleidsconclusies

.

377

Het is duidelijk dat enkel het verhogen van het verschil tussen netto-minimumlonen en werkloosheidsuitkeringen, het tegengaan van discriminatie en achterstelling en het uitbreiden van de mogelijkheden tot vorming en bijscholing niet alle werkloze allochtonen aan een baan zal helpen. Het kan wel het verschil maken voor de groeiende groep middelmatig geschoolde en beter geïntegreerde allochtonen van de tweede en derde generatie. Dit beleid van gelijke kansen is politiek haalbaar en efficiënt, omdat het bijdraagt tot het doorbreken van negatieve stereotypen over allochtonen. Het vraagt ook individuele inspanningen van de allochtone zelf. Aan allochtone jongeren moet duidelijk gemaakt worden dat zij mits een goed diploma wél kans op werk hebben,wat uiteraard impliceert dat de discriminatie vermindert.

2.2.4

Inspanningen voor vorming en opleiding

De schattingsresultaten geven aan dat Marokkaanse of Turkse werklozen met een diploma hoger secundair beroeps of technisch hogere uitstroomkansen uit de werkloosheid hebben (en na uitstroom langer afwezig blijven uit de werkloosheid) dan die met een diploma lager of lager secundair beroeps. De uitstroomkansen bij een diploma algemeen vormend onderwijs (bij mannen) en technisch onderwijs (bij vrouwen) zijn soms nog hoger. Dat maakt ten minste duidelijk welk advies kan gegeven worden aan de ouders en jongeren uit de Turkse en de Marokkaanse nationale groep. Het behalen van een diploma hoger secundair onderwijs heeft zin, ook al betekent het niet dat de discriminatie erdoor vermindert. Het is mogelijk raadzaam dat meer van deze kinderen beginnen in richtingen die niet te veel gedomineerd

worden

door

de

eigen

nationale

groep.

Op

basis

van

de

werkloosheidsduurgegevens kon evenwel geen overtuigend bewijs gevonden worden voor een negatief effect van het behalen van een diploma in een concentratierichting of school. Daarbij moet wel opgemerkt worden dat het instrument waarmee deze hypothese getoetst werd (het feit of een allochtoon al dan niet in een concentratiegemeente woont in interactie met de gevolgde opleiding) erg ruw blijft. Naar de effecten van concentratie is dus verder onderzoek nodig.

VEV (Vlaams Economisch Verbond) en het VBO (Verbond van Belgische Ondernemingen).

Hoofdstuk 6 : Besluit en beleidsconclusies

.

378

De nadruk die hier gelegd wordt op de rol van scholing heeft ook te maken met de vorming van stereotype beelden door werkgevers, die aan de basis liggen van statistische discriminatie. Als het percentage van de tweede of derde generatie Turken of Marokkanen dat een diploma hoger secundair of hoger onderwijs behaalt niet meer verschilt van dat van de Belgen, valt de grond voor de statistische discriminatie grotendeels weg. Het wegwerken van de schoolse achterstand van allochtonen zorgt immers niet alleen voor hogere y-waarden, maar ook voor hogere µj*’s. Ook vanuit de modellen van achterstelling (die het belang van aanwerving via netwerken en vertekende selectie benadrukken) is het cruciaal dat er een voldoende grote groep middelmatig en hoog geschoolde allochtonen is die in aanmerking komt voor tewerkstelling in functies voor bedienden. In het licht van de grote “onverklaarde” verschillen in werkloosheidsduur tussen Belgen enerzijds en (vooral) Turken en Marokkanen anderzijds is het effect van de gemiddelde onderwijsprestaties van een groep op de beeldvorming mogelijk nog belangrijker dan het effect van de diploma’s zelf. Voor nieuwe immigranten impliceert dit dat het opleggen van taaltoetsen en of diplomavereisten zinvol is (het leidt tot positieve beeldvorming over immigranten). Voor kinderen en kleinkinderen van immigranten kan dit enkel bereikt worden via hun scholing in België.

.

378

Referenties Aigner, D. J. en Cain, G. G. (1977), "Statistical Theories of Discrimination in labor Markets", in Industrial and Labor Relations Review, vol 30, nr 2, pp 175-187. Akerlof, G. (1976), "The Economics of Caste and the Rat Race and other Woeful Tales", in Quarterly Journal of Economics, vol XC, nr 4, pp 599-618. Alexis, M. (1973), "A Theory of Labor Market Discrimination with Interdependent Utilities", American Economic Review, vol 63, nr 2, pp 296-302. Arrow, K. J. (1972), "Models of Job Discrimination", in “Racial discrimination in economic life”, red. Anthony H. P., Lexington Books, Massachusetts, Toronto, Londen, pp 83-102. Arrow, K. J. (1973), "The theory of discrimination" in "Discrimination in labor markets", red. Ashenfelter, O. and Rees A., Princeton University Press, New Jersey, pp 3-33. Ayres, I. and Siegelman P. (1995), "Race and Gender Discrimination in Bargaining for a New Car", in American Economic Review, vol 85, nr 3, pp 304-321. Becker, G. S. (1957), " The economics of discrimination ", Studies in Economics of the Economics Research Center of Chicago, Chicago London, p 137. Belderbos, R. en Teulings, C. (1990) “Verdringing op de arbeidsmarkt: theorie en empirie” in Arbeidsmarkt en maatschappelijke ongelijkheid, red. J.J. Schippers, p 266. Besley, T. and Coate, S. (1992), "Unterstanding welfare stigma: Taxpayer Resentment and statistical discrimination", in Journal of Public Economics, vol 48, pp 165-183. Borjas, G. J. and Goldberg M. (1978), "Biased Screening and Discrimination in the Labor Market", in The American Economic Review, vol 68, nr 5, pp 918-922.

.

379

Borjas, G. J. (1985), "Assimilation, Changes in Cohort Quality, and Earnings of Immigrants", Journal of Labor Economics, vol. 4., pp 463-489. Borjas, G. J. (1987), "Self-Selection and the Earnings of Immigrants", The American Economic Review, vol 77, nr 4, pp 531-553. Borjas, G. J. (1992), "Ethnic capital and Intergenerational Mobility", Quarterly Journal of Economics, vol 107, p 123-150. Borjas, G. J. (1995), "Ethnicity, Neighborhoods, and Human-Capital Externalities" in The American economic review, vol 85, nr 3, pp 365-390. Bovenkerk, F. (1992) "A manual for international comparative research on discrimination on the grounds of race and ethnic origin", International Labour Organisation, Genève. Burdett, K. en Ondrich (1985) “How Changes in Labor Demand Affect Unemployed Workers”, Journal of Labor Economics, vol 3(1), pp 1-10. Card, D. en Krueger A. B. (1994) “Minimum Wages and Employment: A case Study of the FastFood Industry in New Jersey and Pennsylvania” , American Economic Review, vol 84 no 4, pp 772-793. Centrum voor Gelijkheid van Kansen en Racismebestrijding en Federale Diensten voor Wetenschappelijke, Technische en Culturele Aangelegenheden (1997), "Etnische Discriminatie bij de Aanwerving”, programma van toekomstgericht sociaal-economisch onderzoek, coördinatie: Smeesters, B. (CERP), Brussel, p 285. Chiswick, B. R. (1978), "The effect of Americanisation on the Earnings of Foreign-born Men", Journal of Political Economy, vol 86, no 5, pp 897-921. Coleman, J. S. (1988), "Social Capital in the creation of Human Capital", in American

.

380

Journal of Sociology, vol 94, supplement, pp s95-s120. Coate, S. and Tennyson, S. (1992), "Labor market discrimination, imperfect information and self employment", Oxford Economic Papers, nr 44, pp 272-288. Coate, S. and Loury, G. C. (1993), "Will Affirmative-Action Policies Eliminate Negative Stereotypes?", in American Economic Review, vol 83, pp 1220-1240. Cox, D. R. (1972), “Regression models and life tables”, Journal of the Royal Statistical Society, B, 34, pp 187-220. Cox, D. R. and 0akes, D. (1994) "Analysis of Survival data", Monographs on Statistics and Applied Probability, Chapman and Hall London, p 201. Darity, W. A, and Mason P. L.(1998), “Evidence on Discrimination in Employment:codes of Color, Codes of Gender” in Journal of Economic Perspectives, vol 12, nr 2, pp 63-90. De Lannoy,W., Lammens, M., Lesthaeghe, R. en Willaert, D. (1999) “Brussel in de jaren negentig en na 2000:een demografische doorlichting”, VUB, Working Paper, nr 1. p 26. Denolf, L. en Martens, A. (1991) "Van mijnwerk naar ander werk. Onderzoeksrapport over de arbeidsmarktpositie van ex-mijnwerkers", Permanente werkgroep Limburg, Brussel, p 44. Devine, T. J., Kiefer, N. M. (1991) "Empirical Labor Economics, the search approach", Oxford University Press, New York, Oxford, p 343. Djajic, S. (1989), "Migrants in a Guest-worker system, a Utility Maximizing Approach", Journal of Development Economics, vol 31, pp 327-339. Dubuisson, M. en Poulain M. (1992), "Des étrangers, des immigrés... combien sont-ils en Belgique?" in Collection Migration et Espaces, nr 2, Academia, Louvain la Neuve, p 17.

.

381

Dustmann, C. (1990) "Earnings Adjustment of Temporary Migrants", European University Institute Working Paper, nr ECO 90/21. Dustmann, C. (1991),"Temporary Migration and the Investment into Human Capital", EUI Working Paper ECO, Nr 91/47, p 49. Dustmann, C. (1994a), "Return intentions of migrants: theory and evidence", CEPR Discussion Paper, Nr 906, p 31. Dustmann, C. (1994b) "Speaking fluency, writing fluency and earnings of migrants", CEPR Discussion Paper, Nr 905, p 28. Elbers, C. and Ridder, G. (1982) “True and Spurious Duration Dependence: The Identifiability of the Proportional Hazard Model”, Review of Economic studies, pp 403-09. Eggerickx, T., Kesteloot, C., Poulain, M. Peleman, K. , Roesems, T., Vandenbroecke, H. (1999), “De allochtone bevolking in België”, Censusmonografie nr. 3, Nat. Instituut voor de Statistiek & DWTC, Brussel. Galster, G. and Constantine P. (1991), "Discrimination against Female Headed Households in Rental Housing: Theory and Exploratory Evidence", Review of Social Economy, vol XLIX, nr 1, pp 76-100. Gottfries, N. and McCormick B. (1995), “Discrimination and open unemployment in a segmented labour market”, European Economic Review , pp 1-15. Gautier, P.A. (1998), “Do more high skilled workers occupy simple jobs during bad times?”, Onderzoeksmemorandum, Centraal Planbureau, Den Haag, p 35. Hall, Browyn H., Cummins Clint, Schnake, Rebecca (1995), “Times series Processor, version 4.3 User’s Guide”. TSP. International, USA.

.

382

Harris, J. R. and Todaro, M. P. (1970), “Migration, Unemployment & Development: A two sector Analysis”, American Economic Review, vol 60(1), pp 126-142. Hartog, J. H., Van Ophem, (1990).”Beloning en allocatie” in Arbeidsmarkt en maatschappelijke ongelijkheid, red. J.J. Schippers, p 266. Heckman, J. J. (1998), “Detecting Discrimination”, Journal of Economic Perspectives, vol 12, nr 2, pp 101-116. Johnston, J. (1984), "Econometric methods", McGraw-Hill Book Co., Singapore, p. 568. Kalbfleisch, J.D. and Prentice R.L. (1980), “The Statistical Analysis of Failure Time data”, Whiley series in probability and Mathematical Statistics, p321. Kee, P. (1993), “The economic status of male immigrants in the Netherlands”, Universiteit van Amsterdam, p 162. Kee, P. en Hartog J. (1995) "De determinanten van integratie na immigratie", Maandschrift Economie, Nr 59, pp 424-432. Kalbfleisch, J. D. and Prentice, R. L. (1980), "The statistical analysis of Failure Time data", Wiley Series in Probability and Mathematical Statistics, Waterloo (Ontario) Canada, pp 321. SAS/STAT User's Guide, Version 6, 4th edition, Volume 2, SAS Institute Inc., USA. Kiefer, N. M. (1988),"Economic Duration Data and Hazard Functions", in Journal of Economic Literature, vol.XXVI, pp 646-679. Koevoets, W. (1998), “The effect of an employment subsidy on unemployment duration”, KUL, mimeo. Koninklijk Commissariaat voor het Migrantenbeleid, (1990), "Voor een Harmonische

.

383

Samenleving, deel III: feiten en toelichting van de voorstellen", INBEL, Brussel, p 1107. Lalonde, R. J. and Topel, R. H. (1990) "The assimilation of immigrants in the U.S. labor markets", NBER working paper, nr 3573, p 24. Lesthaeghe, R. (1999), “Transnational islamic communities in a multilingual secular society”, hoofdstuk 1 in “Communities and generations-Turkish and Maroccan Populations in Belgium”, red. Lesthaeghe, R. (verschijnt in 2000), VUB-Press, Brussel. Lundberg S. J. and Startz R. (1983), "Private Discrimination and Social Intervention in Competitive markets" in American Economic Review, vol 73, nr 3, pp 340-347. McCall, J. J. (1972) “The simple mathematics of Information, Job search, and Prejudice” in Racial Discrimination in Economic Life , ed. Pascal, A. H., Lexington Books, London, pp 205-224. Mortensen, D. T. (1970), "Job Search, the Duration of Unemployment, and the Phillips Curve", American Economic Review, vol 60, p 847-861. Narendranathan, W. & Nickell, S. (1985), "Modelling the proces of Job search", Journal of econometrics, vol 28, p 29-49. Nicaise, I. (1990), "Determinants of Labour earnings in Belgium: Human capital and social barriers", paper EALE- Conferentie, HIVA, Leuven, p 25. Nicaise, I. (1996), "Poverty and Human capital", doctoraal proefschrift KUL, Faculteit Economische en Toegepaste Economische Wetenschappen, p 202. Niesing, W., van Praag, B. M. S. en Veenman, J. (1994), “The unemployment of ethnic minority groups in the Netherlands”, Journal of Econometrics, vol 61 , p173-196. Oaxaca, R. (1973),”Sex-discrimination in wages”, in “Discrimination in Labor Markets” red.

.

384

Ashenfelter, Orley and Rees, Albert, Princeton University Press, New Jersey, pp 124-151 OESO(1997), “Education at a glance, OECD indicators”, OECD (Centre for education research and innovation), p 415. Oettinger, G. S. (1996), "Statistical Discrimination and the Early Career Evolution of the Black-White Wage gap" in Journal of Labor Economics, vol 14, nr 1, pp 52-78. Peeters, A. (1999), ‘Ranking and Temporary jobs in an equilibrium matching model”, Center for Economic Studies Discussion Paper Series, nr 141, KUL, p 23. Permanente Werkgroep Limburg (1991),“Van mijnwerk naar ander werk”, Donckier E., p 42. Phelps, E. S. (1972), "The Statistical Theory of Racism and Sexism" in The American Economic Review vol 62, no 4, pp 659-661. Pudney, S. (1989), "Modelling Individual Choice, The Econometrics of Corners, Kinks and Holes", Basil Blackwell Ltd, Oxford, UK, p 346. Rosvelds, S., Martens, A., Abdeljelil Y. Ben, Arryn P. (1993) "Zelfde zweet, ander brood: onderzoek naar de arbeidsmarktpositie van Belgen en migranten op twee lokale arbeidsmarkten: Antwerpen en Gent", Diensten voor programmatie van het wetenschapsbeleid, Brussel, p 154. Rosén, A. (1997), “An equilibrium search-matching model of discrimination”, The European Economic Review, vol 41, pp 1589-1613. Schmidt, C. M. (1993), "The earnings dynamics of immigrant labour", CEPR Discussion Paper, nr 763, p 30. Schwab, S. (1986), "Is statistical discrimination efficient?", The American Economic Review, vol 76, nr 1, pp 228-234.

.

385

Simoens, P., Denis, J. en Denolf, L.(1996-1997), “Hoe werven bedrijven in België”, HIVA, p 98. Stark, O. (1991), "The Migration of labor", red. Stark O., Basil Blackwell ltd, Oxford, p 395. Starrett, D. (1976), "social institutions, imperfect information, and the distribution of income" in Quarterly Journal of Economics, pp 261-284. Stativaria (1995), “VFIK-migranten op 1 januari 1994, het Vlaamse Gewest en de Gemeenten”, nr. 9 Administratie Planning en statistiek, Min. Vlaamse Gemeenschap, Brussel. Stigler, G.J. (1962), "Information in the labor Market", Journal of Political Economy, vol 70, pp 94-105. Stiglitz, J. E. (1973), "Approaches to the Economics of Discrimination", in American Economic Review, vol 63, nr 2, pp 287-295. Stiglitz, J. E. (1974), “Alternative theories of wage determination and unemployment in LDC’s: the Labor Turnover Model”, Quarterly Journal of Economics, pp 194-221. Stiglitz, J. E. (1987), “The Causes and Consequences of the Dependence of Quality and Price”, Journal of Economic Literature, pp 1-48. Surkyn, J. (1993), “Het gezins- en waardeonderzoek bij Turkse en Marokkaanse vrouwen in Vlaanderen en Brussel: een overzicht van de resultaten naar leeftijd en verblijfsduur”, Working Papers Ethnische minderheden, WP 93-6, Centrum voor Sociologie, VUB en Seminarie voor Demografie, Univ. Gent. Sweeney, J. (1998), “Why Hold a Job? The Labour Market Choice of the Low-Skilled”, KUL, ETEW, proefschrift nr 123, p 278.

.

386

Thurow, L. C. (1975), "Generating inequality-Mechanisms of Distribution in the U.S. Economy", Basic Books, inc., New York, p 239. Van de Velde V. (1993), “Cultuur Bias bij testafnames van allochtone leerlingen”, Nieuwsbrief Steunpunt Migranten, HIVA -KUL, nr 2, pp 9-11. Van de Voorde, M. (1996) “Effectieve (interculturele) communicatie op de werkvoer”, WMDocumenten, nr 2 , oktober 1996. Van de Voorde, M. en Caestecker, F. (1996) "Schoolverlaters van Turkse en Marokkaanse nationaliteit op de Vlaamse arbeidsmarkt: positieve aktie blijft nodig", BWM-documenten, nr 1, Vlaams Centrum Integratie Migranten vzw, p 26. Van den Berg, G. J. (1990), "Search behaviour, transition to non-participation and the duration of unemployment", The Economic Journal, pp 842-865. Van den Berg, G. J., Gautier, P.A., Van Ours, J.C. en Ridder G. (1998), ”Worker turnover at the firm level and crowding out of lower educated workers”, Onderzoeksmemorandum, nr 144, Centraal Planbureau, Den Haag, p 33. Van den Broeck, D. (1999), “Het prullemandeffect van een vreemde naam”, Steunpunt Werkgelegenheid Arbeid Vorming, Nieuwsbrief , nr 4, pp 155-160. Van den Broeck, D. (1999b), “Nieuwe methoden om allochtone werkloosheid en discriminatie in kaart te brengen”, VDAB, mimeo, p 13. Van den Cruyce B. (1994) "Differences in the purchasing power of money and migration", mimeo, p37. Veenman, J. en Roelandt (1990) "Allochtonen: achterstand en achterstelling" in "Arbeidsmarkt en maatschappelijke ongelijkheid" red J. J. Schippers, Wolters-Noordhof, Groningen, pp 241-242.

.

387

Wolfang, F. (1993) “International Migratory Movements: the German experience”, Nota di Lavoro, nr 12, p 22. Yinger, J. (1998), “Evidence on Discrimination in Consumer Markets”, Journal of Economic Perspectives, vol 12, nr 2, pp 23-40. Zimmermann, K. F. and Winkelmann, R. (1992) "Ageing, migration and labour mobility", CEPR Discussion Paper, nr 706, p 18.

.

388

Appendices

.

389

3 Appendices hoofdstuk 1

3.1

I.1

Wetgeving inzake het verwerven van de Belgische nationaliteit

De Belgische nationaliteit wordt in de eerste plaats toegekend op basis van afstamming. Als één van de ouders Belg is of wordt, zijn alle kinderen jonger dan 18 jaar automatisch Belg. Er wordt sinds januari 1985 geen onderscheid gemaakt tussen de vader of de moeder478. Beide ouders geven automatisch de Belgische nationaliteit door. De Belgische nationaliteit kan gecumuleerd worden met een vreemde. Sinds 1 januari 1992 bestaat er ook een automatische toekenning van de Belgische nationaliteit voor alle vreemdelingen geboren in België waarvan minstens één van de ouders geboren is in België. Een voorwaarde is wel dat de betreffende ouder in de 10 jaar voor de geboorte van het kind minstens 5 jaar in België resideerde. Deze maatregel (van 3 september 1991) was bedoeld voor de kleinkinderen van immigranten479. In België geboren kinderen van immigranten kunnen de Belgische nationaliteit verkrijgen via een aanvraag tot het verkrijgen van de Belgische nationaliteit, hetzij door hun ouders (als ze jonger zijn dan 12) hetzij door henzelf (tussen hun 18e en 30e jaar)480. Immigranten kunnen enkel de Belgische nationaliteit verwerven via een huwelijk met een Belg of Belgische, of via naturalisatie. De voorwaarden om via naturalisatie de Belgische nationaliteit te bekomen zijn verstrengd sinds 1 januari 85 (wet van 28 juni 84). Zij behelzen ondermeer een verblijf van minstens vijf jaar in België en een onderzoek naar de "integratiewil" van de kandidaat. 478

Voor 1 januari 1985 kon enkel de vader de Belgische nationaliteit doorgeven aan zijn kinderen. Door een wet van 28 juni 1984 verwierven alle op 1 januari 85 minderjarige kinderen uit gemengde huwelijken waar de vader een vreemde nationaliteit had en de moeder de Belgische automatisch de Belgische nationaliteit. Daardoor zijn alle kinderen uit gemengde huwelijken die na 1 januari 1967 geboren zijn Belg geworden.

479

De maatregel gold ook voor alle in januari 1992 reeds geboren kinderen jonger dan 18. Hij heeft daardoor direct een effect gehad op het aandeel van de vreemdelingen en Belgen dat actief is op de arbeidsmarkt. (In België bestaat een leerplicht tot de leeftijd van 18 jaar; voor hun 18 de kunnen jongeren enkel deeltijds arbeidsactief zijn).

480

De voorwaarden zijn ook geregeld in de wet van 3 september 91. Voor een bespreking van de recente wetgeving inzake nationaliteitsverwerving zie: Marc Dubuisson en Michel Poulain (1992).

.

390

Samenvattend kan men stellen dat immigranten en hun kinderen geboren in België een vreemde nationaliteit hebben, tenzij zij zelf stappen ondernomen hebben om de Belgische nationaliteit te verwerven en aan de voorwaarden voldoen. De in België geboren kinderen van in België geboren vreemdelingen, of de kleinkinderen van immigranten, zullen Belg zijn. Ook kinderen uit gemengde huwelijken geboren na 1 januari 1967 zullen bijna altijd Belg zijn.

3.2

I.2

Werkloosheidsgraden en beroepsbevolking per provincie

De gegevens van de volkstelling van 1991 maken het mogelijk een werkloosheidsgraad te berekenen per provincie. Vreemde nationaliteiten hebben een specifieke spreiding over het Belgische grondgebied (zie tabel A.I.3). Verschillen in werkloosheid tussen provincies kunnen dus verschillen in werkloosheidsgraad tussen nationaliteiten veroorzaken. Tabel A.I.1 en A.I.2 geven de werkloosheidsgraad van Belgen, Italianen, Turken en Marokkanen voor de tien Belgische provincies en Brussel. Tussen elk paar van nationaliteiten werd een contingentietoets uitgevoerd. De getoetste hypothese is dat de nationaliteit geen invloed uitoefent op de kans werkend te zijn481. De provincies werden gerangschikt volgens het werkloosheidspercentage bij de Belgen. De volgorde verschilt tussen mannen en vrouwen. Zo neemt Limburg (met 23.45%) de tweede plaats in bij de vrouwen, terwijl de werkloosheid er bij de Belgische mannen (met 5,46%) niet ver uitstijgt boven die in de andere Vlaamse provincies. Het zijn evenwel enkel de Belgische mannen die het relatief goed doen in Limburg. De werkloosheidsgraden onder Italianen, Turken en Marokkanen zijn er vergelijkbaar met die van Henegouwen, Luik, Namen of het Brussels gewest482. 481

De toetsgrootheid waarmee gewerkt werd was: 2

2

∑∑

i= 1 j = 1

( z ij - c ij ) 2 c ij

zij is het echte aantal personen met arbeidsmarkttoestand i (werkend/ werkloos) en nationaliteit j, en cij het verwachte gegeven de nulhypothese. Deze toetsgrootheid is χ2 verdeeld met 1 vrijheidsgraad. 482

De situatie in Limburg werd mee veroorzaakt door de sluitingen in de Kempense Steenkoolmijnen, waar een groot percentage vreemdelingen tewerkgesteld was.

.

391

Tabel A.I.1: Werkloosheid per provincie in maart 1991, mannen a % beroepsbevolking

Belgen

Italianen

Marokkanen

Turken

Henegouwen

12,12

16,74**

36,93**°°

40,13**°°

Namen

9,73

12,66**

34,70**°°

46,55**°°^^

Brussels Gewest

9,60

16,72**

33,83**°°

29,92**°°^^

Luik

9,56

15,51**

39,31**°°

40,85**°°

Waals-Brabant

5,58

6,91**

28,55**°°

18,75*°

Limburg

5,46

16,09**

39,74**°°

43,03**°°

Luxemburg

5,34

5,13

28,21**°°

25,00**°°

Antwerpen

5,28

10,66**

31,53**°°

28,44**°°^

Oost-Vlaanderen

4,67

9,72**

29,15**°°

25,65**°°^

Vlaams-Brabant

4,07

6,32**

24,77**°°

23,53**°°

West-Vlaanderen

3,57

8,22**

18,12**°°

19,67**°

België

6,47

15,43**

33,28**°°

33,96**°°

BRON: %'s berekend op basis van NIS, volkstelling 91, tabellen 0202 en 0051 a

Significante verschillen met de Belgen worden aangegeven met * voor een betrouwbaarheidsniveau van 5%, en ** voor een betrouwbaarheidsniveau van 1%; significante verschillen met de Italianen met ° en °°; en verschillen met de Marokkanen met ^ en ^^.

Tabel A.I.2: Werkloosheid per provincie in maart 1991, vrouwen % beroepsbevolking

Belgen

Italianen

Marokkanen

Turken

Henegouwen

23,89

45,02**

57,7**°°

75,73**°°^^

Limburg

23,45

50,74**

51,64**

71,34**°°^^

Luik

21,55

43,74**

61,00**°°

71,59**°°^^

Namen

21,00

37,57**

58,82**°°

67,78**°°

Antwerpen

15,99

27,48**

48,33**°°

59,94**°°^^

Luxemburg

15,46

25,58**

42,86**

52,08**°°

Brussels Gewest

14,07

28,43**

45,77**°°

42,26**°°^^

Waals-Brabant

13,14

30,34**

25,23**

21,43

Oost-Vlaanderen

12,43

29,31**

42,86**°°

62,46**°°^^

Vlaams Brabant

10,58

21,55**

63,57**°°

43,86**°°^

West-Vlaanderen

10,48

24,24**

37,78**

55,00**°

België

16,22

41,53**

47,54**°°

57,68**°°^^

BRON: %'s berekend op basis van NIS, volkstelling 91, tabellen 0202 C en 0051 A en 0051 B.

De werkloosheidsgraden reageren scherper op de nationaliteit dan op de provincie. De

.

392

contingentietoetsen wijzen meestal op een significant verschil met de Belgen. De Italianen nemen een tussenpositie in. Turkse vrouwen hebben vaak een significant hogere werkloosheidsgraad dan Marokkaanse, terwijl Turkse mannen in sommige provincies minder werklozen tellen dan de Marokkaanse. De werkloosheidscijfers kunnen vergeleken worden met de verdeling van de beroepsbevolking over de provincies in tabel A.I.3. De concentratie van Italianen in de provincies Henegouwen, Luik en Limburg leidt tot hoge globale werkloosheidscijfers voor Italiaanse mannen en vrouwen. Marokkanen en Turken zijn daarentegen beter vertegenwoordigd in respectievelijk Antwerpen en Oost-Vlaanderen, wat hun totale werkloosheidspercentage drukt. Het is dus niet de spreiding over de provincies die bij Marokkanen en Turken zorgt voor een hoge werkloosheidsgraad. Tabel A.I.3: Italiaanse, Marokkaanse en Turkse beroepsbevolking per provincie, maart 1991 Italianen

Marokkanen

Turken

Mannen

Italianen

Marokkanen

Turken

Vrouwen

Henegouwen

27914

1270

1983

14586

435

651

Namen

2512

268

290

1030

102

61

Bruss. Gewest

8080

13850

4194

5033

6176

2880

Luik

17323

1641

1459

9442

618

637

Waals-Brabant (arr. Nijvel)

2069

550

48

936

222

14

Limburg

5166

755

3040

2960

275

1270

Luxemburg

487

39

176

129

14

48

Antwerpen

919

4986

1797

222

1047

709

Oost-Vlaanderen

545

1194

2632

116

329

1164

Vlaams-Brabant (=HalleVilv. En Leuven)

1409

767

170

543

129

57

West-Vlaanderen

292

298

61

66

45

20

België

66716

25618

15850

35063

9392

7540

BRON: %'s berekend op basis van NIS, volkstelling 91, tabellen 0202 C en 0051 A en 0051 B.

.

393

4 Appendices hoofdstuk 2

4.1

II.1

Het bestaan van een uniek reservatieloon.

Devine en Kiefer (1991) geven geen bewijs voor het bestaan van een uniek evenwicht in hun model (besproken in hoofdstuk 2, afd. 2). Dit kan evenwel eenvoudig aangetoond worden. Uitdrukking (6) kan herschreven worden als:

( wijr − b)

r

δ ij

w max

=

∫

(w - wijr ) g ij (w)dw

w= wijr

De volgende figuur toont de twee zijden van (A.II.1) in functie van het reservatieloon. Figuur A.II.1: evenwicht in het model van Devine en Kiefer

(A.II.1)

.

394

De linkerzijde is een rechte met een positieve helling. De rechterzijde is een functie met waarde 0 als wrij ≥ wmax. Het snijpunt geeft het optimale reservatieloon aan. Als de uitdrukking aan de rechterzijde altijd een negatief verloop heeft dan is er altijd één oplossing. Differentiatie naar wrij geeft: wmax

d

∫

(w - wijr ) g ij (w)dw

w= wijr

= - (1 - G ij ( wijr )) ≤ 0

d wijr

(A.II.2)

Daarmee is aangetoond dat vergelijking (6) altijd één unieke oplossing heeft.

4.2

Afleiding van dwrij /d µw ij (zie hoofdstuk 2, afd. 2)

II.2

Om uitdrukking (II.6) af te leiden naar µw ij zullen eerst de afgeleiden van de uitdrukking: z( µ w ij , w ) ≡ r ij

wmax

∫

(w - wijr ) g ij (w)dw

(A.II.3)

w= w r ij

naar wrij en µw ij bepaald worden. z ( µw ij , wijr ) kan herschreven worden als: w r ij

wmax

∫

z(µw ij , w ) = µw ij r ij

w ij g ij (w)dw r

w= w r ij

∫

(A.II.4)

w g ij (w)dw

w= w min

of, partiële integratie toepassend op de laatste term: w r ij

w r ij r ij

z(µw ij , w ) = µw ij - wr ij (1 - G ij ( wr ij )) - w G ij (w)

|

w min

+

∫

Gij ( w)dw

(A.II.5)

w= w min

of, gegeven dat G(wmin)=0: w r ij r ij

z(µw ij , w ) = µw ij - w ij + r

∫

w= w min

Gij ( w)dw

(A.II.6)

.

395

Daaruit volgt, gegeven dat dGij(w)/d µw ij = -gij(w)483, dat:

∂z(µij,wrij)/∂wrij = -1 + Gij(wrij) ∂z(µij,wrij)/∂ µ w ij = 1 - Gij(wrij)

(A.II.7)

De totale differentiaal van uitdrukking (6) in de tekst, naar wrij en µw ij wordt dan gegeven door: dwrij= -(δij/r) (1-G(wrij))dwrij +(δij/r) (1-G(wrij))d µw ij

(A.II.8)

Bijgevolg is: d wijr / d µ w ij =

4.3

II.3

1 ∈ (0,1) 1 + r/( δ ij [1 - G( wijr )] )

(A.II.9)

dτij/dw*ij in het geval H(w) uniform is (zie hoofdstuk 2, afd. 3)

Een uniforme verdeling van de aangeboden lonen impliceert dat alle lonen tussen wmin en wmax met dezelfde intensiteit zullen voorkomen. De dichtheid h(w) wordt dan gegeven door: h(w)= 1 / (wmax - wmin), ∀ w met wmin ≤ w ≤ wmax

(A.II.10)

en h(w)=0, ∀ w < wmin of > wmax Voor de verdelingsfunctie H(w) geldt dan, als w tussen wmin en wmax ligt: H(w)=(w - wmin)/(wmax - wmin)

483

(A.II.11)

Het verhogen van µ w ij bij onveranderde verdere momenten komt neer op een verschuiving van de

dichtheidsfunctie gij(w) naar rechts. Bij een infinitesimaal kleine toename van µw ij neemt Gij(w) af met een fractie gegeven door gij(w).

.

396

Gegeven (II.27) wordt dτij/dw*ij dan gegeven door:

dτ ij dwij*

β * r   (wij - wij )   r >0 1 − β * r  − wmin )  ( wmax − wmin ) + (wij - wij )   r

β

=

( wmax

(A.II.12)

Bij een uniforme verdeling van de aangeboden lonen heeft een verhoging van w*ij altijd een positief effect op τij. De achterliggende economische intuïtie is dat de reservatielonen er steeds met minder stijgen dan de maximaal aangeboden lonen. Op basis van (II.24) geldt immers dat:

β * r   (wij - wij )   r =  <1 * β * r  dwij  ( w − wmin ) + (wij - wij )   max r dwijr

(A.II.13)

Bij een uniforme verdeling is dat een voldoende en noodzakelijke voorwaarde opdat dτij/dw*ij>0. Bemerk dat wrij wel een versneld stijgende functie is van w*ij. Dat volgt uit de tweede afgeleide:

β

d ² wijr d ( wij* )²

4.4

=

r

(wmax - wmin )

β * r   ( wmax − wmin ) + r (wij - wij )  

II.4

2

>0

(A.II.14)

Het bewijs van lemma 1 en propositie 3

Wij geven eerst het bewijs van (deel 1 van) lemma 1, en daarna dat van propositie 3.

4.4.1

II.4.1

Het bewijs van lemma 1(deel (1)):

Als er(w) een niet dalende functie is van w, dan is het een afbeelding van het domein [wmin, wmax]

.

397

→ [erwmin , erwmax ]484. De functie er(w) beeldt w niet noodzakelijk af op het domein [emin, emax]. Het is mogelijk dat erwmin > emax . In dat geval zal geen enkele werkloze een baan aangeboden krijgen. Zodra emax ≥ erwmin zijn er werklozen die een baan aangeboden krijgen. Voor alle werklozen met e ≥ erwmin moet nagegaan worden of w*e bestaat. De overigen krijgen, omdat erw een niet dalende

functie is van w, zeker geen baan aangeboden. Als emax ≥ erwmax volgt uit (1) dat alle werklozen met e ≥ erwmax een aanbod krijgen van alle ontmoete werkgevers485. Voor die groep voldoet het loon wmax dus aan de voorwaarden van w*e. Met dat geval opgelost, hoeven wij ons enkel nog bezig te houden met de doorsnede van [emin, emax] en [erwmin , erwmax ]. Dat erw een niet dalende functie is van w, laat toe dat er(w) monotoon stijgend is, met discontinue sprongen stijgt, vlak is of een combinatie van deze drie verlopen vertoont binnen het domein [wmin, wmax]. In de drie gevallen kan w*e bepaald worden. Voor e-waarden waar er(w) continu stijgt bestaat de inverse functie ϖ(e) ≡ {er(w)}-1. In een stuk waar er(w) continu stijgt geeft ϖ(e) het lokaal maximale loon weer dat een werkloze kan verdienen. Werkgevers met een hoger loon hanteren een hoger reservatieniveau. Omdat er(w) nooit kan dalen, is dat lokale maximum ook een globaal maximum. Tegelijkertijd geldt dat alle werkgevers die een lager loon dan ϖ(e) betalen een lager reservatieniveau zullen hanteren, zodat men kan stellen dat w*e bestaat en gelijk is aan ϖ(e). De functie er(w) kan theoretisch ook een vlak stuk hebben486. In dat geval blijft het reservatieniveau voor een bepaalde deelverzameling van de lonen [w1, w2], met w1 < w2, gelijk aan een specifieke waarde e0. Voor de werkloze met e=e0, is w*e gelijk aan w2. Dat is immers het maximale loon dat hij kan verdienen. Werkgevers met een loon hoger dan w2 hanteren een hoger reservatieniveau. Werkgevers met een loon < w2 hanteren hetzelfde of een lager reservatieniveau zodat zij altijd bereid zijn de werkloze met e=e0 aan te werven.

484

De notatie erwmin en erwmax duidt het reservatieniveau van e aan van de werkgevers met het loon wmin en wmax.

485

Daarbij is zowel de voorwaarde dat erw een niet dalende functie is van w als die dat werkgevers enkel verschillen in w belangrijk. Een verschil in een ander kenmerk (zoals de discontovoet) kan er toe leiden dat een werkloze aanvaard wordt bij een werkgever met loon w, maar niet bij alle werkgevers met een lager loon.

486

Wij tonen verder aan dat dat onmogelijk is in het jobmarktevenwicht.

.

398

Tenslotte kan de functie er(w) bij een bepaald loon w0 een discontinue sprong naar boven maken. Voor waarden van w een fractie lager dan w0 wordt het reservatieniveau van de ondernemingen gegeven door e1, voor waarden van w een fractie boven w0 door e2 > e1. Voor waarden van e tussen e1 en e2 zal w*e eenvoudig gelijk zijn aan w0. Alle werkgevers met een lager loon zullen immers een reservatieniveau lager dan e1 hanteren, terwijl die met een hoger loon een reservatieloon hoger dan e2 zullen hanteren. Daarmee is deel (1) van lemma 1 bewezen. Het bewijs van deel (2) werd hier niet weergegeven maar kan op symmetrische manier geconstrueerd worden uitgaande van de functie wr(e) die een afbeelding is van het domein [emin,emax] → [wermin , wermax ] .

4.4.2

II.4.2

Het verloop van w*(e) , wr(e), e*(w) en er(w) in een stationair

jobmarktevenwicht

Hier wordt aangetoond dat het verloop van de functies e*(w), er(w), w*(e) en wr(e) voldoet aan propositie 3 bij alle mogelijke waarden van h(w), p(e), α en β. Het bewijs vangt aan met de afleiding van e*(w), er(w), w*(e) en wr(e) voor de werkgevers en werklozen met de hoogste lonen en e-waarden. In de daarna volgende secties wordt het verloop van de functies e*(w), er(w), w*(e) en wr(e) voor werkgevers en werklozen met steeds lagere waarden van w en e nagegaan. Bij elke stap volgt het niet dalende verloop van w*(e) of van e*(w) uit het niet dalend verloop van het reservatieniveau of -loon voor een groep waarvoor dit reeds bewezen is. Het niet dalende verloop van w*(e) en e*(w) resulteert telkens in een niet dalend verloop van wr(e) en een stijgend verloop van er(w). Het bereikte evenwicht wordt telkens grafisch geïllustreerd. Daarbij wordt gewerkt met steeds lagere waarden voor emin en wmin en worden de reeds bepaalde reservatieniveaus constant gehouden487. In de laatste sectie wordt de algemene structuur bij het bepalen van het jobmarktevenwicht herhaald.

487

Het is even goed mogelijk emin en wmin constant te houden en de reservatieniveaus en lonen aan te passen.

. 4.4.3

II.4.2.1

399

De situatie van de werkgever met w=wmax en de werklozen met

e=emax.

*

Voor de werkgever met het hoogste loon is ewmax = emax . Dat is zo omdat alle werklozen enkel op dit segment van de arbeidsmarkt actief zijn en bijgevolg hun verwacht inkomen niet kunnen verhogen door er de baan met het hoogste loon niet te aanvaarden. Het reservatieniveau van de werkgever met w=wmax zal genoteerd worden als er1, of: e1 ≡ ewmax < ewmax r

r

*

(A.II.15)

De strikte ongelijkheid in (A.II.15) werd reeds aangetoond in sectie 3.3 van hoofdstuk 2 en is het gevolg van veronderstelling B.7 (strikt positieve winstkansen voor de werkgevers). Met er1 ligt vast welke groep van werklozen het loon wmax kan aangeboden krijgen of:

∀ e ∈ (er1, emax) : w*e=wmax

(A.II.16)

Daaruit volgt, gegeven dat werklozen enkel verschillen inzake e:

∀ e ∈ (er1, emax) : wre=wr1 < wmax

(A.II.17)

Alle werklozen met e ≥ er1 zullen dus het reservatieloon wr1 hanteren. wr1 is strikt kleiner dan wmax zodra wmax> b488. Met wr1 bekend, kan opnieuw de stap gezet worden naar de werkgevers:

∀ w ∈ (wr1, wmax) : e*w=emax

(A.II.18)

Zoals aangegeven is in uitdrukking (II.41) is het reservatieniveau van de werkgever een functie van w. Gebruik makend van de resultaten van het vacature zoekmodel voor werkgevers en het feit dat ∂e*w/∂w=0 in de betreffende groep, geldt nu:

∀ w ∈ (wr1, wmax) : er(w)≡ε1(w) 488

(A.II.19)

Uit (II.50) blijkt immers dat wre enkel gelijk is aan w*e als w*e = wre = b. Alhoewel wij niet uitgesloten hebben dat er individuele werklozen actief zijn op de jobmarkt die geen uitstroomkansen hebben, ligt het voor de hand de situatie waarbij wmax ≤ b, zodat de jobmarkt voor geen enkele werkloze interessant is, uit te sluiten.

.

400

Met dε 1 ( w) = dw

1 1+

α r

>0

(A.II.20)

r w

(1 - P( e ))

Het reservatieniveau van de werkgevers wordt dus gegeven door ε1(w) in de deelverzameling van de lonen (wr1, wmax). ε1(w) is een stijgende functie van w.

4.4.4 II.4.2.2

Het marktevenwicht als wr1 ≤ wmin en er1 ≤ emin.

Het eerst beschouwde marktevenwicht is er één waarbij de reservatielonen en -niveaus zo laag zijn dat zij nooit een bindende restrictie vormen. Elke ontmoeting tussen een werkgever en een werknemer leidt dan tot een aanwerving. Gegeven (A.II.16) is w*(e)=wmax . Gegeven (A.II.17) is wr(e)=wr1 ≤ wmin, ∀ e. Gegeven (A.II.18) is e*(w)=emax, ∀ w. Er is automatisch voldaan aan de bestaansvoorwaarden voor w*e en e*w in veronderstellingen A.11 en B.8. Het evenwicht in deze situatie wordt weergegeven in figuur A.II.2. De verticale as geeft het aangeboden loon weer. Op de horizontale assen staat telkens het verwacht aantal effectieve arbeidseenheden e (een afwijking van de oorsprong is een toename). De linkerhelft van de figuur geeft de functies e*(w) en er(w) weer, de rechterhelft w*(e) en wr(e). Figuur A.II.2: het evenwicht als reservatielonen en reservatieniveaus nooit bindend zijn.

.

401

Het feit dat er1 ≤ emin leidt ertoe dat w*(e)=wmax ,∀e. Daaruit volgt, gegeven dat het maximaal haalbare loon het enige is dat kan leiden tot verschillen in reservatieloon, dat wr(e) een constant verloop heeft. Omdat het gehanteerde reservatieloon nooit een bindende restrictie vormt voor de tegenpartij wordt het voorgesteld door een stippellijn. Het (niet bindende) reservatieniveau van e van werkgevers is een stijgende functie van het aangeboden loon. Dat volgt rechtstreeks uit propositie 2 (een hoger /lager loon heeft hier geen invloed op de vaardigheden die de werkgever kan aantrekken). De helling van de functie er(w) wordt weergegeven in (A.II.20). Het gearceerde gebied aan de linkerzijde in figuur A.II.2 geeft voor elk loon het gebied van e weer waar een ontmoeting met een werkloze leidt tot een aanwerving. Dat aan de rechterzijde geeft het gebied van w weer waar een ontmoeting met een werkgever leidt tot een aanwerving. Aangezien noch de reservatielonen, noch de reservatieniveaus gehanteerd door de werkgevers hier bindend zijn vormen emin en wmin de ondergrenzen van de gearceerde gebieden. Bemerk dat in deze situatie de stationariteitsvoorwaarden in (II.46) en (II.47) vereenvoudigen tot p(e)=n(e)/βU, ∀e, en h(w)=m(w)/ αV, ∀w. Mits het opleggen van de voorwaarde dat de p(e) en h(w) dichtheidsfuncties zijn, en dus sommeren tot 1, kunnen hiermee zowel alle p(e) en h(w) als

α en β opgelost worden. Als de instroom n(e) en m(w) voldoen aan (II.55), en als bij de gevonden p(e), h(w), α en β het voor de agenten inderdaad optimaal was om alle aanbiedingen te aanvaarden, is hiermee een stationair jobmarktevenwicht bereikt.

. 4.4.5 II.4.2.3

402

Het marktevenwicht als wr1 ≤ wmin en er1 > emin.

Dit is de situatie waarbij elke werkloze elke aangeboden job aanvaardt, maar werkgevers met een vacature niet elke werkloze wensen aan te werven. Als er1 > emin bepalen de reservatieniveaus van een deel van de werkgevers het maximale loon voor een specifieke groep werklozen. Deze evenwichtssituatie wordt afgebeeld in figuur A.II.3. Figuur A.II.3: het evenwicht als enkel (sommige) reservatieniveaus van e bindend zijn

De reservatieniveaus van werkgevers zijn nu een bindende restrictie voor werklozen met e < er1. Daarom worden zij voorgesteld door een volle lijn. Het verloop van w*(e) voor werklozen met e < er1 kan grafisch afgeleid worden door de curve er(w) in het linkse kwadrant te spiegelen (t.o.v. de loon-as) op het rechtse kwadrant. Het loon aangeboden door de werkgever met een reservatieniveau gelijk aan e is het maximaal haalbare loon voor de werkloze met dezelfde ewaarde. Algebraïsch gaat het hier om de inverse functie. Meer bepaald kunnen wij het evenwichtsniveau van w*e afleiden voor een groep werklozen met e-waarden tussen er1 en er2. De grenswaarde er2 tot waar w*e kan bepaald worden, wordt gegeven door:

.

403

r r r e2 ≡ δ ewmin + (1 - δ ) ew1r

met δ=1 als wr1 ≤ wmin en δ=0 als wr1 > wmin

(A.II.21)

In (A.II.21) wordt uitgedrukt dat de laagste e-waarde waarvoor w*e nu reeds kan bepaald worden ofwel gegeven wordt door het reservatieloon van de werkgever die het laagste loon betaalt ofwel, als wr1 > wmin, door het reservatieniveau van de werkgever die het loon wr1 betaalt489. Daardoor geldt, gegeven dat er(w) monotoon stijgt voor w ∈ (wr1, wmax) (zie (A.II.20)), zodat de inverse relatie kan bepaald worden:

∀ e ∈ (er2, er1) : w*(e) = {ε1(w)}-1 ≡ ϖ1(e), met490 dϖ 1 ( e ) α = 1 + (1 - P( erw )) > 1 de r

(A.II.22)

Aangezien wr1 ≤ wmin is δ=1, zo dat er2 samenvalt met het reservatieniveau van de werkgever met het loon wmin. Dat is ook de situatie die weergegeven is in figuur A.II.3. In dat geval wordt het verloop van w*e gegeven door (A.II.16) en (A.II.22). Bijgevolg bestaat w*(e), vertrekkend vanuit de situatie van de werkloze met de hoogste e-waarde, eerst uit een vlak stuk, zonder discontinue sprong gevolgd door een dalend stuk. Uit de afgeleide in (A.II.22) blijkt dat een daling van het verwacht aantal effectieve arbeidseenheden, voor e-waarden tussen er1 en er2, leidt tot een meer dan proportionele daling van het maximaal haalbare loon. Eens een werkloze een e-waarde heeft lager dan er1, leidt een verdere verslechtering ervan dus snel tot een vermindering van zijn mogelijkheden op de jobmarkt. Voor alle werklozen met e < er2 bestaat er hier zelfs geen w*e. Dat wil zeggen dat deze werklozen geen baan aangeboden krijgen in deze jobmarktsituatie. Het bestaan van een dergelijke groep werklozen is een mogelijk, maar geen noodzakelijk resultaat. Als op figuur A.II.3 emin aangebracht wordt tussen

489

De situatie waar δ=0 kan zich uiteraard nog niet voordoen onder deze titel (waar wr1 ≤ wmin), maar deze formulering heeft het voordeel dat de symboliek er2 ongewijzigd kan gehanteerd worden bij uitbreiding naar de situatie wr1 > wmin. wr1 vormt een grens omdat de reservatieniveaus van verwachte effectieve arbeidseenheden in (A.II.19) enkel gedefinieerd zijn voor werkgevers met een loon tussen wmax en wr1.

490

Daarbij maken wij gebruik van (A.II.20) en de eigenschap bij inverse functies dat dy/dx=1/(dx/dy).

.

404

er2 en er1, dan bestaat er geen groep werklozen die geen baan aangeboden krijgt. Reservatieniveaus lager dan emin vormen dan geen bindende restrictie meer. Op basis van (A.II.22) kan nu ook het reservatieloon afgeleid worden van de groep werklozen met verwacht aantal effectieve arbeidseenheden tussen er2 en er1:

∀ e ∈ (er2, er1) : wr(e)=wr(w*e)=wr(ϖ1(e)) ≡ ω1(e)

(A.II.23)

De functie ω1(e) beeldt de verzameling (er2, er1) af op de verzameling van reservatielonen (wr2, wr1), waarbij wr2 het reservatieloon is van de werkloze met e= er2 en wr2 < wr1491. Door toepassing van de kettingregel en het invullen van (II.24) en (A.II.22) geldt ∀ e ∈ (er2, er1):

[

]

( β/r)(w *e - w er ) h(w *e ) [1 + (α / r )(1 - P( erw ))] dω 1 (e) dw r ( w *e ) dw *e = = >0 de dw *e de 1 + ( β / r )( H ( we* ) − H ( wer ))

[

(A.II.24)

]

Uit het verloop van w*(e), (zie (A.II.16) en (A.II.22)), dat van wr(e), (zie (A.II.17), (A.II.23) en (A.II.24)) en dat van e*(w) en er(w) (zie (A.II.18), (A.II.19) en (A.II.20)) blijkt dat propositie 3 bewezen is in het geval wmin ≥ wr1. De geldigheid van propositie 3 blijkt ook onmiddellijk als men de voorstelling van deze evenwichtssituatie in figuur A.II.3 aanschouwt.

4.4.6 II.4.2.4

Het marktevenwicht als wr1 > wmin ≥ wr2 en er2 < emin.

Dit is een situatie waarin de hoogste reservatielonen een bindende restrictie vormen voor sommige werkgevers. Als wr1 > wmin dan is, gegeven (A.II.21): r

r

e2 = ew1r

(A.II.25)

Omdat alle werklozen met e ≥ er1 het reservatieloon wr1 hanteren zijn de e ≥ er1 niet meer haalbaar voor werkgevers met w < wr1. Voor die groep is e*w afhankelijk van het reservatieloon van de werklozen met wre < wr1. Dat impliceert dat hun e-waarde < er1. Dan volgt uit (A.II.23):

491

Aangezien wr1 niet bindend is, is ook wr2 geen bindende restrictie in de hier beschouwde situatie.

.

405

∀ w ∈ (wr2, wr1) : e*(w) = { ω1( e ) }-1 ≡ ξ1(w)

(A.II.26)

Omdat het de inverse functie is van ω1(e) beeldt ξ1(w) de verzameling (wr2, wr1) af op de verzameling (er1, er2) (zie (A.II.23)). Bovendien geldt, gegeven (A.II.24):

[

]

1 + ( β / r )( H ( we* ) − H ( wer )) dξ 1 ( w) = >0 dw ( β/r)(w *e - w er ) h(w *e ) [1 + (α / r )(1 - P( erw ))]

[

]

(A.II.27)

In figuur A.II.4, A.II.5 en A.II.6 worden drie evenwichten in de situatie waar wr1 > wmin ≥ wr2 geïllustreerd. In figuur A.II.4 is emin > er2, in figuur A.II.5 en A.II.6 is emin < er2. De functie wr(e) vormt nu een bindende restrictie voor sommige werkgevers. Het gedeelte van wr(e) dat boven wmin ligt wordt daarom telkens weergegeven met een volle lijn. Het stuk van de functie e*(w) dat vastgelegd wordt in (A.II.26) wordt grafisch bekomen door het stukje tussen het loon wr2 en wr1 op de curve voor de reservatielonen van de werklozen naar de linkerzijde te brengen door het te spiegelen t.o.v. de loon-as. Het spiegelen ten opzichte van de loon-as is immers het grafische equivalent van het nemen van de inverse functie (waarbij e nu functie wordt van w). De helling van dit nieuwe stukje van e*(w) wordt gegeven in (A.II.27).

Figuur A.II.4: een evenwicht met wmin > wr2 en emin > er2.

.

Figuur A.II.5: een evenwicht met wmin > wr2 en er2> emin.

Figuur A.II.6: een ander evenwicht met wmin >wr2 en er2> emin

406

.

407

Het is nu eenvoudig om aan te tonen dat propositie 3 opgaat in de situatie van figuur A.II.4 waar emin ≥ er2. Als wr2 ≤ wmin < wr1 wordt het verloop van de functie e*(w) volledig gegeven door (A.II.18) en (A.II.27). Omdat het reservatieniveau gehanteerd door de werkgevers een positieve functie is van e*w en w, zal er(w) ook voor lonen tussen wr1 en wmin positief geheld zijn. Aangezien er2 ≤ emin, volstaan (A.II.16) en (A.II.22) om aan te tonen dat w*e een continue niet dalende functie is van e met een positief geheld en een vlak stuk. Daardoor zal het door de werklozen gehanteerde reservatieloon ook een dergelijk verloop hebben en is voldaan aan de eigenschappen van e*w, ∀ w, waardoor propositie 3 opgaat in deze situatie.

4.4.7 II.4.2.5

Het marktevenwicht als wr2 ≤ wmin < wr1 en er2 > emin

De uitdrukkingen (A.II.18) en (A.II.25) tot (A.II.27) geven het verloop van e*(w) en er(w) en de eigenschappen van w*e als wr2 ≤ wmin < wr1. Bemerk dat als wr1>wmin, er2 het reservatieniveau van werkgevers met het loon wr1 is. e*(w) maakt een discrete sprong naar beneden bij w=wr1 492.

492

Werkgevers met een loon dat een fractie lager is dan wr1 vinden nog enkel werkzoekenden met een e<er1 bereid om bij hen te werken, terwijl die met een loon een fractie boven wr1 nog alle werkzoekenden daartoe bereid vonden.

.

408

Daarom maakt ook de functie er(w) een discrete sprong naar beneden bij wr1. Definieer: r r r e3 ≡ lim w→ w1r (w<w1r ) e (w) < e2

(A.II.28)

Dan geldt voor een volgende groep werklozen:

∀ e ∈ (er3, er2) : w*e=wr1

(A.II.29)

Het loon wr1 wordt zelf niet aangeboden aan de betreffende groep werklozen, maar lonen die een fractie lager zijn wel. Tenzij wr1 een massapunt is, kan men dan ook stellen dat w*e=wr1.493 Als er3 ≤ emin wordt het verloop van w*(e) volledig bepaald door de uitdrukkingen (A.II.16), (A.II.22) en (A.II.29). Bijgevolg is w*(e) continu en bestaat het, gaande van emin tot emax, eerst uit een vlak, gevolgd door een stijgend en opnieuw een vlak stuk . Als er3 > emin ligt het verloop van w*(e) nog niet vast. In figuur A.II.5 en A.II.6 wordt een voorbeeld gegeven van die situatie. Om een volgend stuk van w*(e) te bepalen wordt uitgegaan van de reservatieniveaus van de volgende groep werkgevers. Uit (A.II.26) en (II.41) volgt:

∀ w ∈ (wr2, wr1]: erw ≡ ε2{w}, met

dε 2 ( w) = dw

1+

∂ξ 1 (w) ∂w > 0 r α r 1 + (P( ξ 1 (w)) - P( ew )) r

α

( ξ 1 (w) - erw )p( ξ 1 (w))

(A.II.30)

Het teken van (A.II.30) volgt uit dat van ∂ξ1(w)/∂w in (A.II.27). Met deze reservatieniveaus bekend, kan, door het nemen van de inverse functie (in de figuren door spiegeling t.o.v. de loonas), het verloop van e*(w) bepaald worden voor een verdere groep werklozen. Definieer: r r r e4 ≡ δ ewmin + (1 - δ ) ewr2

493

In het andere geval is w*e een fractie lager dan wr1.

(A.II.31)

.

409

met δ=1 als wr2 ≤ wmin en δ=0 als wr2 > wmin Dan geldt, gegeven dat er(w) monotoon stijgt voor w ∈ (wr2, wr1) en dat δ=1 als wr2 ≤ wmin dat:

∀ e ∈ (er4, er3] : w*e ={ε2(w)}-1 ≡ ϖ2(e), met w*e ∈ (wmin, wr1] en dϖ2(e)/de= 1 / (dε2(w)/dw)> 0

(A.II.32)

Met (A.II.32) ligt w*(e) vast tot op het punt er4. Als e kleiner is dan er4, dan bestaat er geen w*e

∈ (wmin, wmax) voor de betreffende werkloze. er4 is hier immers het reservatieniveau van de werkgever die het laagste loon aanbiedt. Figuur A.II.6 is een voorbeeld van de situatie waarbij emin < er4. De figuur omvat een groep werklozen die nooit een job aangeboden krijgt en waarmee dus geen gearceerd gebied kan geassocieerd worden. In figuur A.II.5 is emin > er4, zodat een dergelijke groep werklozen niet bestaat. Op basis van de uitdrukkingen (A.II.16), (A.II.22), (A.II.29) en (A.II.32) kan besloten worden dat w*(e) een continue niet dalende functie van e is. Als gevolg van (II.24) kan dan ook hetzelfde gezegd worden van het verloop van wr(e), waardoor ook aan de eigenschappen van e*w voldaan is en, in combinatie met (A.II.30) en de vorige sectie afgeleide resultaten voor het verloop van e*(w) en er(w) propositie 3 bewezen is.

4.4.8 II.4.2.6

Het marktevenwicht als wr2 > wmin

In deze situatie zullen er minstens drie vlakke stukken optreden in de functie w*(e). Een voorbeeld van een dergelijk marktevenwicht wordt gegeven in figuur 2.3 in de tekst. De functie w*(e) wordt gedeeltelijk gegeven door (A.II.16), (A.II.22), (A.II.29) en (A.II.32) (met

δ=0). De functie e*(w) wordt gegeven door (A.II.18) en (A.II26)&(A.II.27) en maakt een discontinue sprong naar beneden bij wr2. Alle werklozen met e tussen er3 en er2 hebben immers dezelfde w*e (zie (A.II.29)) en hanteren hetzelfde reservatieloon wr2. Het reservatieniveau van werkgevers met w een fractie lager dan wr2 wordt, analoog met (A.II.28), gedefinieerd als:

. r r r e5 ≡ limw→ w2r (w<w2r ) e (w) < e4

410

(A.II.33)

Als er5 > emin kan, analoog met (A.II.31), ook het volgende kritische reservatieniveau gedefinieerd worden als: r r r e6 ≡ δ ewmin + (1 - δ ) ew3r

(A.II.34)

met δ=1 als wr3 ≤ wmin en δ=0 als wr3 > wmin Dankzij de bovenstaande definities kan men opnieuw een stukje van het potentiële verloop van er(w), w*(e), wr(e) en e*(w) (in die volgorde) gaan vastleggen. In figuur 2.3 wordt een geheld stuk van w*(e) telkens bepaald door er(w) over te brengen (=te spiegelen) naar de rechterzijde. De continue stukken van e*(w) worden bepaald door wr(e) over te brengen naar de linkerzijde. Omdat er geen limiet staat op het aantal mogelijke evenwichtssituaties wordt hierna een algemene formulering gegeven van de procedure voor het afleiden van het marktevenwicht.

4.4.9

Een algemene structuur voor het afleiden van het marktevenwicht

II.4.2.7

Bij een steeds verdere verlaging van emin en wmin, kan men steeds opnieuw kritische drempels voor erw en wre blijven formuleren volgens de volgende formules, met k een natuurlijk getal ≥ 1:

wk ≡ we 2kr -1 = we r2k - 2 r

r

r

(A.II.35)

e2r k +1 ≡ lim w→ wr ( w< wr ) e r ( w) < e2r k

(A.II.36)

r r r e2k ≡ δ ewmin + (1 - δ ) ewrk

(A.II.37)

k

k

met δ=1 als wrk ≤ wmin en δ=0 als wrk > wmin Dat propositie 3 opgaat volgt uit het recursieve karakter van het jobmarktevenwicht. Zo blijven bij een verlaging van emin en wmin de resultaten voor waarden van e en w hoger dan de oorspronkelijke minima geldig. De reservatieniveaus van werkgevers met een loon tussen wk en wk+1 bepalen het loon w*e voor een verdere groep werklozen met e tussen e2k+1 en e2k+2, terwijl

.

411

de groep werklozen met e tussen e2k en e2k+1 een constante w*e gelijk aan wrk hebben. Op hun beurt bepalen de reservatielonen van werklozen met e tussen e2k+1 en e2k+2 de e*w's van werkgevers met een loon tussen wk+1 en wk+2. Bij elke stap volgt het niet dalende verloop van w*(e) of van e*(w) uit dat van het reservatieniveau of loon voor een groep werkgevers of werklozen waarvoor dit reeds bewezen is. Het niet dalend verloop van w*(e) en e*(w) leidt telkens tot een niet dalend verloop van wr(e) en een stijgend verloop van er(w), waardoor propositie 3 opgaat en van w*e en e*w bestaan bij alle mogelijke P(e), H(w) en α en β.

4.5

II.5

Het evenwicht in een jobmarkt met twee types werklozen en twee

lonen.

4.5.1

II.5.1

Veronderstellingen

Op de jobmarkt zijn 2 types werklozen, type e1 en e2, waarvoor geldt: n(e1)=n1, n(e2)=n2, e1 > e2

(A.II.38)

Er zijn ook twee types banen, type w1 en w2, waarvoor geldt: m(w1)=m1, m(w2)=m2, w1 > w2 > b

(A.II.39)

In (A.II.39) leggen wij op dat de werkloosheidsuitkering lager is dan het laagste loon. Om een stationair evenwicht mogelijk te maken leggen wij, naar analogie met (II.55), op dat: n1+n2=m1+m2 Het totaal aantal werklozen is U, het aantal vacatures is V.

(A.II.40)

. 4.5.2

II.5.2

412

Oplossing

Ondanks het beperkt aantal e en w-waarden is er toch al een groot aantal mogelijke situaties, afhankelijk van de door de jobmarktparticipanten gekozen w*e, wre, e*w en erw. Dat zijn:

‰

Alle werklozen krijgen alle banen aangeboden en zijn bereid bij alle werkgevers te werken;

‰

Werklozen van type 1 krijgen alle banen aangeboden; die van type 2 enkel de banen met loon w2, beide types werklozen aanvaarden alle banen;

‰

Werklozen van type 1 krijgen alle banen aangeboden, maar aanvaarden enkel die van type 1; werklozen van type 2 krijgen enkel banen aangeboden van type 2, die zij aanvaarden

‰

Werklozen van type 1 krijgen alle banen aangeboden, die zij aanvaarden, werklozen van type 2 krijgen geen banen aangeboden

Situaties waarbij werkgevers geen werklozen kunnen aanwerven kunnen uitgesloten worden omdat werkgevers niet irrationeel aanwezig kunnen zijn op de jobmarkt (B.7). Hetzelfde geldt voor situaties waarbij werklozen banen aangeboden krijgen en geen enkele baan aanvaarden: de lonen zijn immers hoger dan de werkloosheidsuitkering. Een oplossingsmethode is nu om voor elk van deze situaties de functies p(e) en h(w) af te leiden die voldoen aan de stationariteitsvoorwaarden in (46) en (47). Daarna gaat men voor elk van de 4 agenten na of hun gedrag in die situatie optimaal is bij de gevonden p(e), h(w), α en β. Is dat zo, dan is het evenwicht gevonden. Is dat niet zo, dan wordt een volgende situatie onderzocht.Wij illustreren dit voor de tweede situatie, waar werklozen alle aangeboden banen aanvaarden, maar die van type 2 enkel banen van type 2 aangeboden krijgen. Uit (II.46), toegepast voor beide types werklozen, volgt dat: n1 n2 = r * ( H ( w ) − H ( we1 )) p (e1 ) ( H ( we2 ) − H ( wer2 )) p (e2 ) * e1

(A.II.41)

Met p(e1) en p(e2) het aandeel van de werklozen van type 1 en 2, en H(.) cumulatieve dichtheden die enkel de waarde 0,1 of h(w2) (het aandeel banen van type 2) aannemen. Uit p(e1)=(1- p(e2)) en het toepassen van situatie 2 op de cumulatieve dichtheden volgt dan:

.

413

n1 n2 = (1 − p (e2 )) h( w2 ) p (e2 )

(A.II.42)

Met een gelijkaardige redenering kan afgeleid worden uit (II.47) dat: m1 m2 = (1 − p (e2 ))h( w2 ) h( w2 )

(A.II.43)

(A.II.42) en (A.II.43) zijn 2 relaties met 2 onbekenden. De oplossingen voor p(e2) en h(w2) zijn dan:  m + m2 p (e2 ) =  1  n1 + n2

h ( w2 ) =

n2 n1

 n2   m2

  n1 + n2   m + m 2  1

(A.II.44)

  m2  − 1  n2 

(A.II.45)

Daarmee liggen ook meteen p(e1)=1-p(e2) en h(w1)=1-h(w2) vast. Op basis van die resultaten kan ook berekend worden dat, als n1+n2=m1+m2 :

∀w, e :

n (e ) m( w) = = αV = βU = r * ( H ( w ) − H ( we )) p (e) ( P (ew ) − P(ewr ))h( w) * e

n1 n 1− 2 m2

(A.II.46)

Om er zeker van te zijn dat dit het jobmarktevenwicht is moet nagegaan worden of het bij de afgeleide p(e2) en h(w2) niet voordeliger is voor de werkloze met de hoogste e-waarde om banen met het loon w2 te weigeren, en of het voor de werkgever met het hoogste loon niet voordeliger is om toch werklozen van type 2 te aanvaarden. In tegenstelling tot het algemeen geval, waar enkel de impliciete uitdrukking voor het reservatieloon of niveau in (II.50) en (II.51) kon gegeven worden, moet het nu mogelijk zijn dit keuzeprobleem echt op te lossen.

. 4.6

II.6

414

Het jobmarktevenwicht als er werklozen zijn zonder

uitstroomkansen494

Werklozen zonder uitstroomkansen hebben een e-waarde die lager is dan het reservatieniveau van de werkgever met het laagste loon of e < e wr min . De dynamiek van het jobmarktevenwicht wordt nu vastgelegd door (met ° duidend op de absolute toename): ∀e < e wr min : ( p (e)U )° = n(e)

(A.II.47)

∀e ≥ ewr min : n(e) − β ( H ( w *e ) − H ( wer )) p (e)U = 0

(A.II.48)

∀w : m( w) − α ( P (e * w ) − P (e r w ))h( w)V = 0

(A.II.49)

U ° = ( p(e)U )°

(A.II.50)

Het daarbij horende evenwicht is niet stationair omdat de groep werklozen met e < ewr min er toeneemt. Toch verandert dat niets aan de uitstroomkansen en de w*e en wre van de werklozen met e ≥ e wr min , noch aan de situatie van de werkgevers, als men de intensiteit β vast houdt. Een toename van U (van U tot U’) beïnvloedt rechtstreeks (A.II.39) Zij leidt echter ook tot een verandering in p(e) ∀e ≥ e wr min , waarbij p’(e)=p(e)U/U’. Die verandering compenseert voor de wijziging van U in (A.II.48). In (A.II.49) komt U niet voor, maar wel P(e*w) en P(erw) en α. Die veranderen met U. Daarbij is P’(e*w)= P(e*w)U/U’, P’(erw)=P(erw)U/U’ en is, bij constante β, α’=αU’/U. Ook deze effecten compenseren elkaar, waardoor het evenwicht in (A.II.40) niet verstoord wordt als erw niet wijzigt. Dat is niet het geval omdat de effecten van de wijziging in α en p(e) met elkaar wegvallen in uitdrukking (II.51).

494

Appendix bij sectie 4.4.3 van hoofdstuk 2.

. 4.7

II.7

415

Een illustratie van het effect van een minimumloonsverhoging op

de verdeling van de aangeboden lonen.

De figuur toont de loonsverdeling in fastfood restauranten in de VS-staten Pennsylvania en New-Jersey, vlak voor en na de verhoging van het minimumuurloon van 4.25$ tot 5.05$ in New-Jersey. Zij illustreert dat een minimumloon tot een massapunt in de loonsverdeling leidt. Figuur

A.II.7:

loonsverdeling

Bron: Card en Krueger (1994, p 777).

in

Pennsylvania

en

New

Jersey

.

416

5 Appendices hoofdstuk 3

5.1

III.1

De studie "Etnische discriminatie bij de aanwerving" (1997)

Dit onderzoek naar discriminatie bij aanwerving werd uitgevoerd in de drie gewesten door drie verschillende onderzoeksploegen495

496

onder het promotorschap van het Centrum voor

Gelijkheid van Kansen en Racismebestrijding497 Het onderzoek beperkte zich tot het testen van discriminatie bij aanwerving tegen jongeren van Marokkaanse herkomst die geen hoger onderwijs gevolgd hebben in Antwerpen, Brussel en Luik. Dit gebeurde met de methode van praktijktests. Wij bespreken deze methode en het analysekader en geven daarna de resultaten.

5.1.1

III.1.1 De methode van de praktijktest

Voor een verantwoording en beschrijving van hun methodologie verwijzen de auteurs naar Bovenkerk (1992)498. De praktijktest is een alternatief voor regressieanalyse om het bestaan van discriminatie aan te tonen en de omvang ervan te meten. Zo stelt Yinger (1998) dat via een goed opgezette praktijktest de problemen in regressieanalyse van “omitted variable bias”, “included variable bias“ en “diverting variable bias” kunnen vermeden worden499. Het is een 495

De Groupe de Recherches Economiques et Sociales sur la Population, voor het Waals Gewest, het Interuniversitair Instituut voor de Studie van de Arbeid voor het Vlaams Gewest en de groep Creations et Recherche Pluridisciplinaire voor het Brussels hoofdstedelijk Gewest.

496

Het is het Belgische luik van het internationaal vergelijkend onderzoek van het Internationaal Arbeidsbureau.

497

gefinancierd door de Federale Diensten voor Wetenschappelijke, Technische en Culturele Aangelegenheden.

498

Bovenkerk, Fr. (1992) "A manual for international comparative research on discrimination on the grounds of race and ethnic origin", ILO, Genève.

499

“omitted variable bias” slaat op de vertekening door het niet opnemen van relevante variabelen. Met “included variable bias” wordt bedoeld dat het opnemen van een variabele tot gevolg kan hebben dat de discriminatie onderschat wordt. In de context van werkloosheidsduurgegevens zou het kunnen zijn dat de discriminatie heviger is in bepaalde sectoren. De variabele sector neemt dan deels het effect van discriminatie over. “diverting variable bias” betekent dat een variabele die geen echte controlevariabele is, maar sterk gecorreleerd is met huidskleur of nationale groep, het effect van die laatste overneemt.

.

417

sociaal experiment in situaties van het werkelijke leven waar personen in een machtspositie beslissen over de kansen van werkzoekenden. De leden van een team van twee evenwaardige kandidaat-enquêteurs volgen dezelfde methode om een job te vinden bij dezelfde werkgever. In de Belgische onderzoeken ging het telkens om twee mannelijke jobstudenten500 die beide de Belgische nationaliteit hadden, maar waarvan één van Marokkaanse afkomst was en de andere van Belgische. Door enkel Belgen te nemen werd het effect van de nationale groep501 en niet dat van de nationaliteit gemeten. De twee enquêteurs van elk team werden, naar taalgebruik, leeftijd e.d. zo gekozen dat zij zo gelijkwaardig mogelijk waren. Het (fictieve) curriculum vitae en de mondeling meegedeelde informatie verschilde wel licht, zodat de werkgever geen argwaan zou krijgen, maar was gelijkwaardig voor de twee kandidaten. Elk team van enquêteurs nam contact op met meerdere werkgevers en postuleerde voor verschillende soorten banen, telkens met een aangepast curriculum vitae. Om in contact te komen met werkgevers reageerden de teams schriftelijk of mondeling op advertenties voor openstaande betrekkingen. Deze benaderingswijze werd in de drie gewesten aangevuld met spontane telefonische sollicitaties. De twee benaderingswijzen leverden geen significante verschillen in discriminatie op. De methode van de praktijktest wordt niet door iedereen geaccepteerd. Zo bestaat er een discussie over de wenselijkheid dat de enquêteurs-sollicitanten502 al dan niet weten dat het een onderzoek naar discriminatie betreft. Als zij dat weten, dan kan dat volgens sommigen al voldoende zijn opdat het resultaat er één is van discriminatie503. Yinger geeft echter argumenten tegen deze bewering504, die in elk geval getuigt van weinig vertrouwen in de objectiviteit van de onderzoekers en de enquêteurs. In het onderliggend onderzoek weten de enquêteurs dat het een onderzoek naar discriminatie betreft.

500

Voor het Brussels Hoofdstedelijk Gewest werd het onderzoek ook uitgevoerd met vrouwelijke enquêteurs.

501

De auteurs spreken van de "etnische herkomst", zie de discussie hierover in hoofdstuk 1.

502

Of kopers van een wagen, of huurders in de context van discriminatie op die markten.

503

Zo schrijft Heckman (1998) :

“auditors are sometimes instructed on the ‘problem of discrimination in American society’ prior to sampling firms, so they may have been coached to find what the audit agencies wanted to find.” 504

Zo zou het zonder voorbereiding geconfronteerd worden met discriminatie enquêteurs kunnen ontmoedigen, en hun rapportering over, of hun bereidheid verder mee te werken aan het experiment beïnvloeden.

. 5.1.2

418

III.1.2 Analysekader

Discriminatie wordt in deze studie, net zoals in onze benadering, gezien als het geven van een gedifferentieerde behandeling. Dat komt neer op het hanteren van het criterium van de nationale herkomst bij aanwerving of bij toelating tot de volgende fase in de selectieprocedure. Opdat er sprake kan zijn van discriminatie moeten beide enquêteurs een contact gehad hebben met de werkgever en moet die laatste de kans gehad hebben om te discrimineren. Zodra er gepoogd is een contact te leggen met een werkgever is er een dossier. Dossiers waar de verantwoordelijke persoon onbereikbaar is of beide geen antwoord krijgen op gestuurde brieven zijn ongeldig omdat er geen contact kon gelegd worden. Dossiers waar de betrekking niet toegankelijk is voor beide kandidaten omdat er geen vooruitzicht op een vacante betrekking is (bij spontane sollicitaties) of een opleiding /ervaring vereist is die de kandidaten niet hebben zijn onbruikbaar daar de werkgever dan niet de kans gehad heeft om te discrimineren. De auteurs onderscheiden drie stadia in de selectieprocedure waar discriminatie kan voorkomen. Het eerste stadium omvat: -een telefonische oproep met een kort gesprek waarbij de kandidaat zich voorstelt -de kandidaat stelt zich rechtstreeks en bondig voor aan de werkgever (zonder jobinterview), -het sturen van een "CV1" (d.w.z. zonder voorafgaand contact).

Het tweede stadium omvat: -het interview van de kandidaat met de werkgever of zijn vertegenwoordiger, wat een ondervraging impliceert over de vereiste kwalificaties en de uit te oefenen functie -een lang telefoongesprek, wat een ondervraging impliceert over de kwalificaties en de uit te oefenen functie. -de vraag naar schriftelijke aanvullende inlichtingen -het sturen van een "CV2" (d.w.z. na een voorafgaand contact, op uitnodiging van de werkgever) -de deelname aan een collectieve info-sessie

Het derde stadium omvat: -Het aanbieden van een betrekking -de uitnodiging tot een test of proefperiode -de uitnodiging tot een geprogrammeerde opleiding met het oog op het uitvoeren van het arbeidscontract

De drie stadia verschillen wezenlijk wat betreft de individuele informatie waarover de werkgever

.

419

beschikt. Hoe verder het stadium, hoe groter de informatie.

5.1.3

III.1.3 Resultaten

In tabel A.III.1 worden de resultaten van de praktijktests voor discriminatie in de drie gewesten gepresenteerd. De getoetste hypothese is dat werkgevers niet discrimineren op basis van de nationale herkomst. Ook al hadden de enquêteurs een gelijkaardig curriculum, het is nog steeds mogelijk dat een werkgever in bepaalde gevallen enkel de kandidaat van Belgische of enkel die van Marokkaan herkomst verder wenst te toetsen, of wenst aan te werven. Werkgevers die maar één persoon willen aanwerven moeten wel een keuze maken. Als de keuze, gegeven de gelijkwaardigheid van de kandidaten, echter volledig toe te schrijven is aan toeval dan moet de kandidaat van Marokkaanse herkomst evenveel kansen hebben als die van Belgische herkomst. De mate van discriminatie wordt gemeten aan het verschil tussen de gevallen waarin enkel de autochtoon doorstroomt naar een volgende ronde met die waarin enkel de allochtoon uitgenodigd wordt505. Discriminatie is daardoor gelijk aan het geven van een "gedifferentieerde behandeling". De auteurs onderscheiden dit van het vertonen van een "gedifferentieerd gedrag", wat wijst op een verschillende houding van de werkgever en niet altijd leidt tot een ander resultaat. Voorbeelden van gedifferentieerd gedrag zijn: "wijzigingen in de aanwervingsprocedure, leugenachtige verklaringen, het opleggen van andere arbeidsvoorwaarden, het aannemen van een bijzondere houding en argumentatie die gebaseerd is op nationale herkomst". Een gedifferentieerd gedrag bleek sterk gecorreleerd met een gedifferentieerde behandeling.

Tabel A.III.1: Resultaten van een praktijktest van discriminatie op basis van herkomst

505

Deze maatstaf is er één van netto discriminatie. Er wordt rekening gehouden met de mogelijkheid dat de werkgever de kandidaat van Marokkaanse herkomst prefereert boven die van Belgische herkomst. Yinger (1998) beschrijft een aantal omstandigheden waar het beter is toch te kijken naar de bruto-discriminatie (alle gevallen waar de Marokkaan een minder gunstige behandeling krijgt). De netto discriminatie is echter een voorzichtiger maatstaf.

. STADIA

420

Vlaams

Waals Ge-

Brussels

Brussels Gew-

Gewest

west

Gewest

est

Mannen

Mannen

mannen

Vrouwen

Geldige en bruikbare dossiers /geopende dossiers

181/606

201/356

255/384

234/340

EERSTE STADIUM: DE CONTACTNAME

181

201

255

234

Gelijke behandeling zonder gevolg

9

76

69

57

Gelijke behandeling met gevolg

117

59

125

148

Enkel de autochtone kandidaat wordt uitgenodigd

41

54

56

28

Enkel de allochtone kandidaat wordt uitgenodigd

14

12

5

1

27 (15%)

42 (21%)

51(20%)

27 (12%)

TWEEDE STADIUM: HET INTERVIEW

117

59

125

148

Gelijke behandeling zonder gevolg

58

15

16

77

Gelijke behandeling met vervolg

9

28

62

48

Enkel autochtone kand. Gevraagd voor de job

46

12

38

19

Enkel allochtone kand. Gevraagd voor de job

4

4

9

4

Netto discriminatie t.o.v. allochtonen

42 (35%)

8 (14%)

29(23%)

15 (10%)

Cumulatieve netto discriminatie

69 (38%)

50 (25%)

80 (31%)

42 (18%)

DERDE STADIUM: DE WERKAANBIEDING

9

28

62 506

48

Betrekking aangeboden aan beide kandidaten

3

24

10

24

Betrekking enkel aangeboden aan autochtoon

4

4

11

7

Betrekking enkel aangeboden aan allochtoon

2

0

4

1

Netto discriminatie t.o.v. allochtonen

2 (22%)

4 (14%)

7

6 (13%)

Cumulatieve netto discriminatie

71(39%)

54(27%)

87(34%)

87(20.5%)

14,5%

13,8%

12,2%

12,2%

Netto discriminatie t.o.v. allochtonen

Kritieke discriminatiegraad (betrouwbaarheid van 95%)

BRON: "Etnische Discriminatie bij de Aanwerving" (1997), Centrum voor Gelijkheid van Kansen en Racismebestrijding,1997

In elk stadium wordt de netto en gecumuleerde discriminatie berekend. De gecumuleerde discriminatiegraad overtreft in de drie gewesten de kritische discriminatiegraad op een 506

In Brussel moest de test gestopt worden in 53 teams, als gevolg van de onmogelijkheid om gevraagde documenten te verstrekken, uitstelling van de aanwerving, e.d.

.

421

testniveau van 5%, zodat de hypothese van geen discriminatie kan verworpen worden. De totale discriminatie blijkt vooral hoog in het Vlaamse Gewest (provincie en stad Antwerpen). De auteurs benadrukken evenwel dat de cijfers niet bruikbaar zijn voor een vergelijking van de mate van discriminatie tussen de Gewesten. Redenen daarvoor zijn een andere situatie op de jobmarkt voor laaggeschoolden, een sectorale vertegenwoordiging die niet representatief is voor de tewerkstelling507 en een andere aanpak van werkgevers bij aanwervingen. Vlaamse werkgevers nemen, vaker dan hun Waalse of Brusselse collega's, een "interview" af door middel van een lang vraaggesprek aan de telefoon bij de contactname. Omdat de werkgever zo toch al heel wat informatie over de kandidaat te weten komt werden die gevallen geklasseerd bij het tweede stadium. Een interview aan de telefoon is echter niet evenwaardig aan een interview waarbij de kandidaat uitgenodigd is.

5.2

III.2

Het effect van statistische discriminatie op de reservatieniveaus

Stel dat er op een jobmarktsegment twee nationale groepen actief zijn, met respectievelijk n1 en n2 werklozen en een verdeling van de werkelijke productiviteit gegeven door FQ1(q) en FQ2(q). De gemiddelde productiviteit voor de twee groepen samen wordt gegeven door:

µ=

n1 n2 µ1 + µ2 n1 + n2 n1 + n2

(A.III.1)

Of werkgevers nu een onderscheid maken tussen nationale groepen of niet, het gemiddelde van de verdeling P(e) wordt altijd gegeven door (A.III.1). Toch heeft de dichtheid p(e) een ander verloop in het geval de werkgevers statistische discriminatie toepassen dan als zij dat niet doen. De globale dichtheid van e wordt, zowel in het geval van statistische discriminatie als in het geval zonder statistische discriminatie gegenereerd door: 507

Zo was de discriminatie geringer in de industrie, die naar tewerkstelling (57%) zwaarder doorweegt dan naar vacatures (19.7%). Een weging met de sectoriële tewerkstellingsaandelen leverde een netto discriminatiegraad van 26.2% op. Het is echter de vraag of de auteurs hun doelstelling hiermee niet voorbijschieten. Het aandeel van de industrie in de jobaanbiedingen kan ook in werkelijkheid lager zijn dan dat in de tewerkstelling.

.

p ( e) =

n1 n2 p1 (e) + p 2 ( e) n1 + n 2 n1 + n2

422

(A.III.2)

Als er geen statistische discriminatie toegepast wordt, dan is eij=yij, waardoor: p j (e) = f Y j (e) In het geval y en q normaal verdeeld zijn geldt: 2 2 F Y j (y) → N( µ j ,σ q j + σ u j )

(A.III.3)

Als er wel statistische discriminatie toegepast wordt dan is eij = (1-γj)µj+γjyij. Bij normale verdeling van q en y geldt dan dat e normaal verdeeld is met: P (e) → N ( µ j , γ 2j σ 2q j )

(A.III.4)

Zoals blijkt uit (A.III.3) en (A.III.4) is de spreiding rond µj kleiner in de dichtheid pj(.) dan in fYj(.). Dat betekent dat er, wat de (niet normaal verdeelde) globale dichtheid p() betreft, een grotere kans is op meertoppigheid als werkgevers statistische discriminatie toepassen. Dit verandert de mogelijkheden (e*w) en de reservatieniveaus van werkgevers. In het algemeen kan echter niet gesteld worden in welke richting. Een verhoging van erw bij statistische discriminatie is echter waarschijnlijker bij een gunstige situatie van de werkgever op de jobmarkt. Om dat te illustreren kan men een extreem geval beschouwen. Stel dat de werkgevers niet beschikken over de resultaten van een individuele test, zodat γj=0, maar wel kunnen differentiëren naar nationale groep. Dan wordt de verdeling van de e’s gereduceerd tot een massapunt in µ, zoals gegeven in (A.III.1), als geen statistische discriminatie toegepast wordt of tot twee massapunten, µ1 en µ2, als wel statistische discriminatie toegepast wordt. Het is ook in dat geval niet duidelijk hoe de reservatieniveaus van werkgevers reageren op het feit dat zij een onderscheid kunnen maken tussen nationale groepen. De werkgevers kunnen enkel nog werkzoekenden uit de nationale groep met de hoogste µj aanwerven, maar kunnen ook nog steeds alle werkzoekenden aanvaarden. Wat zij doen hangt af van de situatie op de jobmarkt. Als er relatief veel kandidaten zijn is het waarschijnlijker dat er geen kandidaten meer aanvaard worden van de nationale groep met de laagste µj, wat neerkomt op een feitelijke verhoging van erw. Het resultaat in deze extreme situatie is belangrijk, omdat het richtinggevend is voor alle

.

423

gevallen waarbij de γj ‘s laag zijn en dus statistische discriminatie belangrijk. Bedenk dat als γj laag is en de reservatielonen van werklozen geen bindende restrictie vormen op de jobmarkt, de meertoppigheid in de verdeling P(e) een verbetering van de situatie van werkgevers op de jobmarkt inhoudt. In het geval γj =0 is het duidelijk dat e*w hoger ligt bij statistische discriminatie dan zonder die statistische discriminatie.

6 Appendices bij hoofdstuk 4

6.1

IV.1

De overlevings- en hazardfunctie bij een continue verdeling van

de werkloosheidsduur

Als de duur continu verdeeld is, dan betekent zulks dat (althans in het onderliggend theoretisch model) de werkelijke duur niet alleen discrete waarden kan aannemen (1 maand, 5 maanden...), maar ook niet discrete waarden (1,33 maand, 4,57 maand...). De kans dat zich exact een duur van t maand voordoet is 0, maar met elke t gaat wel een dichtheid f(t) gepaard. Bij de dichtheidsfunctie f(t) behoort ook een verdelingsfunctie F(t), waarvoor geldt: t

F(t) =

∫

f(j)dj

(A.IV.1)

j=0

De verdelingsfunctie F(t) geeft het aandeel van de observaties met een duur van minder dan (of net gelijk aan) t weer. Uiteraard is f(t)=dF(t)/dt. De overlevingsfunctie wordt nu gedefinieerd als S(t) = 1 - F(t). De overlevingsfunctie geeft het aandeel van de observaties dat een duur groter dan t heeft508. Deze observaties "overleven" in de werkloosheid voor minstens t maanden. Nu de overlevingsfunctie bepaald is, kan ook de hazardfunctie gedefinieerd worden. De hazardfunctie wordt gegeven door:

508

Aangezien de kans op een duur van exact t nul is, kan men ook spreken van de kans op een duur van minstens t.

.

τ (t) =

f(t) S(t)

424

(A.IV.2)

De hazard is de conditionele uitstroomintensiteit bij een duur t: dat is de uitstroomintensiteit gegeven dat de werkloze nog steeds in het bestand zit. Deze conditionele uitstroomintensiteit is verschillend van de onconditionele uitstroomintensiteit f(t). De hazard is meer bruikbaar als schakel met de economische theorie dan de onvoorwaardelijke uitstroominstensiteit zelf. Dat is zo omdat de economische intuïties, zoals die i.v.m. τ(e) in hoofdstuk 2 en 3, betrekking hebben op de voorwaardelijke uitstroomkans uit de werkloosheid. Het is dan ook nuttig de andere variabelen te schrijven louter als een functie van de hazard. Op basis van (A.IV.2) en de definities van F(t) en S(t) kan men schrijven:

τ (t) = -

dlnS(t) dt

(A.IV.3)

Als men nu T(t) definieert als: t

Τ(t) ≡

∫ τ (j)dj

(A.IV.4)

j=0

Dan geldt, als gevolg van (A.IV.3) en het feit dat S(0)=1: Τ(t) = - ln S(t)

(A.IV.5)

Bijgevolg geldt:

S(t) = exp(-Τ(t))

(A.IV.6)

Op basis van (A.IV.6) kunnen ook F(t) en f(t) geschreven worden als een functie van de integraal van de hazard. Hieronder worden S(t), F(t) en f(t) afgeleid in het geval de hazard onafhankelijk is van de voorbije duur. Als de hazard niet afhankelijk is van de reeds doorstane werkloosheidsduur kan zij genoteerd worden als: τ(t)=φ. φ kan wel een functie zijn van verklarende variabelen, maar niet van de werkloosheidsduur zelf. In dit geval geldt: S(t)= exp(-φt)

(A.IV.7)

F(t)= 1 - exp(-φt)

(A.IV.8)

f(t)= φ exp(-φt)

(A.IV.9)

.

425

Een uitstroomintensiteit die niet afhankelijk is van de duur leidt dus tot een exponentiële overlevingsfunctie in de werkloosheid. Ook de dichtheidsfunctie heeft een exponentiële vorm. Een courant gebruikte veralgemening van het exponentiële model is het Weibull model. Daar worden de overlevingsfunctie, dichtheidsfunctie en hazard respectievelijk gegeven door: τ(t)= φαtα-1

(A.IV.10)

S(t)=1-F(t)=exp(-φtα)

(A.IV.11)

f(t) = φαtα-1 exp(-φtα)

(A.IV.12)

Het is duidelijk dat als α=1 dit model samenvalt met het exponentiële model. Met α <1 is de hazard in negatieve zin afhankelijk van de doorstane duur, met α > 1 is er een positief verband.

6.2

IV.2

Afleiding van de likelihood voor de Kaplan Meier schatter509

Als de overlevingsfunctie discreet is, met realisaties van de onvoorwaardelijke uitstroomkans fj(φ) op de telmomenten j = 1, 2, 3, ...m, dan wordt de bijdrage tot de likelihood van een niet gecensureerd interval gegeven door fj(φ) en die van een gecensureerd interval door Pr(T>j; φ). De φ staat voor het geheel van de parameters die fj beïnvloeden, zodat deze afleiding ook opgaat bij parametrische schatting. De kans Pr(T>j; φ) is gelijk aan: j

[

pr (T > j; φ ) = ∏ 1 − h j (φ )

]

(A.IV.13)

k =1

De laatste gelijkheid volgt uit (2). Uit (1) en (2) in afdeling 3 volgt ook: j −1

f j (φ ) = h j (φ )∏ [1 − hl (φ )] l =1

509

Deze afleiding is gebaseerd op Cox en Oakes (1984).

(A.IV.14)

.

426

De bijdrage tot de likelihood van een niet gecensureerd interval dat beëindigd wordt vlak na het eerste telmoment wordt, gezien (A.IV.14), gegeven door h1(φ). Die van een interval dat vlak na het eerste telmoment gecensureerd wordt door 1-h1(φ). Bij het tweede telmoment worden deze bijdragen resp. h2(φ)(1-h1(φ)) en (1-h1(φ))(1-h2(φ)). Bij het derde telmoment door h3(φ)(1h1(φ))(1-h2(φ)) en (1-h1(φ))(1-h2(φ))(1-h3(φ)). Met nj het aantal niet gecensureerde intervallen dat beëindigd wordt vlak na het j-de telmoment en rj het totaal aantal intervallen dat overleeft tot en met moment j, wordt de bijdrage tot de likelihood van telmoment j gegeven door:

[h (φ )] [1 − h (φ )]

rj −n j

nj

j

(A.IV.15)

j

De totale log likelihood wordt dan gegeven door: T

ln(LH) = ∑ [ n j ln(h j (φ ) ) + ( r j - n j ) ln(1 - h j (φ ) )]

(A.IV.16)

j=1

6.3

IV.3

Het vertekende resultaat van de Product-limiet schatter voor

werkzoekenden in wachttijd

In tabel 1 hieronder wordt de berekening van de Kaplan-Meier schatter voor de uitstroomkans en overlevingskans gegeven voor de groep jonge werkloze Belgische mannen uit het lager secundair beroeps in wachttijd. Tabel A.IV.1: Berekening van de (vertekende) Kaplan-Meier schatter bij werklozen in wachttijd Maandelijkse

Aantal

Aantal

Aantal overlevend: Geschatte

Overlevingskans

telling

uitgestroomd: nj

gecensureerd:cj

rj

Hazard h*j

Pr*(t>j)

1

1963

38

9923

0.198

0.802

2

1779

82

7922

0.225

0.622

3

1179

153

6061

0.195

0.501

4

688

157

4729

0.145

0.428

5

498

379

3884

0.128

0.373

6

638

112

3007

0.212

0.294

.

427

7

592

10

2257

0.262

0.217

8

392

9

1655

0.237

0.166

9

260

9

1254

0.207

0.131

10

165

14

985

0.168

0.109

11

126

10

806

0.156

0.092

12

93

4

670

0.139

0.079

13

75

5

573

0.131

0.069

14

70

8

493

0.142

0.059

15

41

20

415

0.099

0.053

16

35

20

354

0.099

0.048

17

20

47

299

0.067

0.045

18

20

14

232

0.086

0.041

19

19

0

198

0.096

0.037

20

24

0

…

…

…

De resultaten worden grafisch weergegeven in figuur A.IV.1. Zowel tabel als figuur illustreren de effecten van het registratieprobleem gesteld door de afwezigheid van stempelcontrole tijdens de periode van de wachttijd. De geschatte uitstroomkansen van werkzoekende jonge mannen in wachttijd vertonen een heel verschillend patroon dan dat van de overeenstemmende groep niet in wachttijd weergegeven in afdeling 3. In die laatste groep zijn de uitstroomkansen het hoogst de eerste maanden na het begin van de werkloosheid en nemen zij daarna stelselmatig af. Voor de groep van werkzoekenden in wachttijd stijgen de uitstroomkansen plots bij het 6de en 7de telmoment om nadien pas geleidelijk terug af te nemen.

Figuur A.IV.1: Vertekende overlevingskans en uitstroomkans in functie van de doorstane werkloosheidsduur bij werklozen in wachttijd

Belgische mannen jonger dan 25 jaar uit het LSB, Vlaams Gewest

1 0,9 0,8 0,7 0,6 0,5 0,4

hazard overlevingskans

.

428

De stijging van de hazard vlak na 6 maand werkloosheid is te verklaren door het eerder vermelde probleem van de registratie van het uitstroommoment bij werkzoekenden in wachttijd. Alvast de uitstroomkans bij het 6de telmoment moet uitgesmeerd worden over alle duren tussen 0 en 6 maand (1 tot 6 telmomenten). Dat de hazard niet onmiddellijk na het 6de telmoment terugvalt op een normaal peil kan ook toegeschreven worden aan dit registratieprobleem. Een aantal werkzoekenden onderbreken hun wachttijd voor een korte periode met een job als uitzendkracht. Na het beëindigen van deze interimperiode loopt de wachttijd gewoon verder510. Daardoor wordt het beëindigen van de wachttijd wel even lang uitgesteld als de interim geduurd heeft. Uit de cijfers voor werkzoekende Belgische mannen in wachttijd van tabel A.IV.1 blijkt alvast dat niet alleen bij een duur van 6 maand, maar ook bij een duur van 7 maand het aantal niet-gecensureerde intervallen abnormaal hoog is. Bij een correcte opgave van het uitstroommoment zou men verwachten dat het aantal niet-gecensureerde intervallen met een geregistreerde duur van 6 of 7 maanden lager is dan dat bij een duur van 5 maanden. Dit is het geval bij de groep van werkzoekenden niet in wachttijd (zie afd. 3 van hoofdstuk 4). Het registratieprobleem speelt ook bij gecensureerde werkloosheidsintervallen. Uit tabel A.IV.1 blijkt dat wel 379 werkzoekenden in wachttijd een gecensureerde duur van precies 5 maand hadden. Dit cijfer is merkelijk groter dan dat voor de andere doorstane duren. Werkzoekenden in wachttijd zijn, zeker in deze leeftijdsgroep, bijna altijd schoolverlaters. Die kunnen zich ten vroegste inschrijven voor de wachttijd in augustus. Dit leidt tot een piek in het aantal op 5 maand

510

De berekening van de wachttijd gebeurt pas achteraf. Het probleem van niet-registratie van de uitstroom stelt zich pas als deze korte interimperiode niet gemeld werd aan de RVA op het moment dat zij aanving.

.

429

gecensureerde intervallen voor schoolverlaters van 93, een nieuwe, kleinere, piek bij een gecensureerde duur rond 17 maand voor schoolverlaters van 92 enz. In combinatie met het te groot aantal niet-gecensureerde intervallen in wachttijd van 6 of 7 maand, leidt de piek bij de 5de maand tot een onderschatting van de hazard tijdens de eerste 5 maanden in de werkloosheid. Wij besluiten dat de impact van het registratieprobleem van de uitstroommaand bij werklozen in wachttijd groot is en dat de Kaplan-Meier schatter geen oplossing biedt voor dit probleem.

6.4

IV.4

De Likelihood bij een Taylor expansie voor Si(t) tot de tweede

ronde

Bij een Taylor expansie tot de tweede ronde wordt de overlevingsfunctie Si(t) vervangen door: Si(t) ≅ Si(j) – fi(j)(t-j) – fi’(j)(t-j)²/2.

(A.IV.17)

Dan kan, gebruik makend van partiële integratie, aangetoond worden dat: j +1

 f i ( j)t ² f i ' ( j )t ³ f i ' ( j ) jt ² f i ' ( j ) j ²t  ≅ + − + − ( (t)dt (j)t j)jt f S S i i   i ∫ 6 2 2 2  j t= j j+1

(A.IV.18)

f ( j) f i ' ( j ) ≅ S i (j) - i + 2 6 Hierbij stelt fi‘(j) de afgeleide van fi(t) naar t gewaardeerd in j voor. Gebruik makend van partiële integratie, het gegeven dat de onbepaalde integraal van f(t)=F(t)=1-S(t) en de oplossing voor de onbepaalde integraal in (A.IV.18) geldt dan bovendien:

j

∫

(t - (j - 1)) f i (t)dt ≅

t = j -1

j+1

∫

t= j

(1 - (t - j)) f i (t)dt ≅

f i (j) f i ' (j) − 2 6

f i (j) f i ' ( j ) − 2 6

(A.IV.19)

(A.IV.20)

.

430

De kans om geobserveerd te worden, wordt dan gegeven door: 1

(1 -

∫ (1 - t ) f

i

(t)dt ) ≅ S i (1) + f i (1) / 2 − f i ' (1) / 6

(A.IV.21)

t=0

Het invullen van deze uitdrukkingen in (IV.24) leidt, als men enkel intervallen niet in wachttijd beschouwt tot de likelihood:  f i (j) f i ' ( j )  f i ' ( j )  m -1 c j  + ln(L) = ∑ ∑ ln  f i (j) −  + ∑ ∑ ln  S i (j) −  2 6  3  j=1 i=1  j=1 i=1  m -1 n j + c j  f (j) f ' ( j )  − ∑ ∑ ln  S i (1) + i − i  2 6  j=1 i=1  m -1 n j

6.5

IV.5

(A.IV.22)

Invulling van ρ0 en κ voor een toepassing van de “compound

exponential distribution” van Cox en Oakes (1994)

Als v verdeeld is volgens een twee-parametrische gamma verdeling Γ(λ,κ), dan heeft het een verwachte waarde en variantie van respectievelijk λ/κ en λ/κ² (zie hoofdtsuk 4, afdeling 4.2) Uit de momentgenererende functie Mv(s) van v, met s een uitdrukking onafhankelijk van v, resulteert dan511: κ

 λ  M v ( s ) = E v (exp(vs)) =   , met κ < λ λ −s

(A.IV.23)

Als, zoals wij veronderstellen, λ/κ=1 en λ/κ²=1/κ=σv² dan kan men ook schrijven:

∞

  1 ∫v=0(exp(−vs)) fV (v) = Ev (exp(−vs)) =  1 + σ v ² s  511

σ v −2

(A.IV.24)

Wij namen deze uitdrukking over van Koevoets (1988), aan wie wij ook de handige interpretatie van 1/κ als de variantie van de verdeling van de v’s en dus de niet geobserveerde heterogeniteit, ontleenden.

.

431

De eerste gelijkheid in (A.IV.24) geeft aan dat het nemen van de verwachte waarde van exp(-vs) over v hetzelfde is als het wegintegreren van de v’s. De integraal in (A.IV.24) is gelijkaardig aan die in (IV.35), alleen ontbreekt de v-term, waardoor de oplossing ervan niet de onvoorwaardelijke dichtheidsfunctie fT(t) maar de onvoorwaardelijke overlevingsfunctie ST(t) geeft. De uitdrukking (A.IV.24) komt, bij substitutie van s door exp(θ’xi)t, overeen met uitdrukking (41). Bij substitutie van s door ρ0t en σv² door 1/κ is zij ook equivalent aan (38).

7 Appendices bij hoofdstuk 5

7.1

V.1

De Log Rank en Wilcoxon test

Met de Log-Rank en de Wilcoxon test kan formeel getoetst worden of de geobserveerde werkloosheidsduren van de verschillende nationaliteiten afkomstig kunnen zijn van één en dezelfde overlevingsfunctie. Elk van die nationaliteiten wordt behandeld als een afzonderlijk stratum. De getoetste hypothese is die van geen verschil tussen de strata. De log-rank en Wilcoxon toetsgrootheden worden gegenereerd door het vectorprodukt: v'V1

v 512. v is een kolomvector met evenveel rijen als er strata zijn. Wij voerden enkel testen uit

voor verschillen tussen twee nationaliteiten (zie hoofdstuk 5, afdeling 1), zodat er telkens slechts 2 strata betrokken zijn in de test , en V een (2x2) matrix is. De vector v heeft als elementen: T

v j = ∑ wk ( n jk - r jk nk / r k )

(A.V.1)

k =1

512

Het betreft hier een versie van de Wilcoxon en log rank test die rekening houdt met rechtse censurering. Voor de afleiding van de log rank toetsgrootheid zie J. D. Kalbfleisch and R. L. Prentice (1980), p 16-19.

.

432

Hierbij is k het aantal telmomenten, njk het aantal werklozen van nationaliteit j dat uitstroomt na het kde telmoment, rjk het aantal werklozen van nationaliteit j dat overleefd heeft als werkloze tot en met het moment k, nk het totaal aantal personen dat uitstroomt op het moment k en rk het totaal aantal werklozen dat overleefd heeft tot het moment k. De term vj kan geïnterpreteerd worden als het gewogen (met gewichten wk) verschil van het geobserveerd en het verwacht aantal uitstromers uit de werkloosheid onder de nulhypothese van identieke overlevingscurves. Bij de log rank test zijn alle wk's gelijk aan 1, in de Wilcoxon test zijn de wk=rk. Die test geeft daardoor een groter gewicht aan verschillen in uitstroomkansen tussen nationaliteiten bij het begin van de werkloosheid, waar het aantal werklozen nog groot is. V-1 is de inverse van de variantie-covariantie matrix V van de njk’s als de overlevingsfunctie voor alle nationaliteiten dezelfde is. Een element van deze matrix wordt gegeven door: T

V jl = ∑ wk

2

(r

k

2 r kl δ jl - r jk r lk ) nk ( r k - nk )/( r k ( r k - 1))

(A.V.2)

k=1

In de bovenstaande formule is δjl =1 als j=l en δjl =0 anders. De toetsgrootheid v'V v is chi-kwadraat verdeeld met vrijheidsgraad 1 (het aantal strata min 1). In tabel A.V.1 worden ter illustratie de resultaten van een test die nagaat of er een verschil is tussen Marokkanen en Turken gegeven. Tussen de Turken en Marokkanen is de toets van de nulhypothese en ook de keuze van de toetsgrootheid (Wilcoxon of Log-Rank) niet triviaal. Bij een toets met de Wilcoxon test, die een groter gewicht geeft aan verschillen in uitstroomkansen bij het begin van de werkloosheid, kan de hypothese dat voor Turken en Marokkanen dezelfde overlevingsfunctie geldt niet verworpen worden. Met de Log-Rank test kan dat wel voor de groepen van mannen in wachttijd en vrouwen niet in wachttijd op een betrouwbaarheidsniveau van respectievelijk 90% en 95%. Tabel A.V.1: Toets van de hypothese van geen verschillen tussen Marokkanen en Turken werklozen < 25

Aant. Ma-

Aantal

Log-Rank

prob-

Wilcoxon

prob-

. jaar diploma

rokkanen

Turken

LSB

433

toetsgroot-

value

heid

toetsgroot-

value

heid

Mannen

370

568

2.98

0.0841

2.01

0.1564

Vrouwen

208

592

4.6

0.032

1.84

0.18

7.2

V.2

Het opleidingsniveau van min 25 jarige werklozen in en niet in

wachttijd.

In de onderstaande tabellen wordt de verdeling gegeven van de werkzoekend werkloze mannen en vrouwen (jonger dan 25 bij instroom) al dan niet in wachttijd over verschillende opleidingsniveaus en richtingen513.

Tabel A.V.2: De opleiding van werkzoekend werkloze mannen in wachttijd jonger dan 25 Percentage met als hoogste

Belgen

Fran-

Italia-

Marok-

Neder-

Span-

Turken

diploma

%

sen %

nen %

kanen %

landers %

jaarden %

%

Basisonderwijs

3.9

18.9

13.7

25.8

3.1

7.8

21.4

Lager secundair beroeps

9.8

34.4

24.3

31.2

10

27.1

28.9

Lager secundair technisch

3.5

1.1

7.2

5.8

3.1

5.4

11.4

Lager secund. alg. vormend

4

10

4.1

7.2

4.9

9

5.6

Hoger secundair beroeps

17.7

14.4

24.4

16.9

16.6

20.5

18.3

Hoger secundair technisch

19.1

8.9

15.0

8.7

19.9

14.5

9.7

Hoger secund. alg. vormend

8.7

6.7

4.1

3.1

15

4.8

2.4

Hoger technisch

24

4.4

5.2

1.3

17.7

8.4

2.2

Normaalonderwijs

1.9

0

0.0

0

0.7

0.6

0

Hogeschool+ univ

7.4

1.1

2.1

0

9.1

1.8

0

513

Alle richtingen omvatten zowel diploma's behaald via dag- als avondonderwijs.

.

434

Aantal met opleiding bekend

100896

90

614

1048

452

166

1071

Leerlingschap beëindigd

3999

66

49

17

17

7

38

Andere opleiding (buitenl.)

73

7

2

19

12

1

25

Tabel A.V.3:De opleiding van werkzoekend werkl. mannen niet in wachttijd en jonger dan 25 Percentage met als hoogste

Belgen

Fransen

Italianen

Marokka

Nederla

Spanjaa

Turken

diploma

%

%

%

nen %

nders %

rden %

%

Basisonderwijs

19.5

48.1

31.2

48.3

23.6

35.6

38.9

Lager secundair beroeps

18.8

20.8

36.3

25.3

16.8

31.5

34.9

Lager secundair technisch

8.8

9.4

10.5

6.9

8

6.7

7.2

Lager secund. alg. vormend

7.1

5.2

5.2

6.3

10.9

7.8

5.2

Hoger secundair beroeps

13

8

8.5

8.5

12.4

10.7

9.9

Hoger secundair technisch

14.2

5.2

5.5

3.2

13

4.8

3.1

Hoger secund. alg. vormend

6.1

1.9

2.3

1.0

8.5

1.5

0.7

Hoger technisch

8.7

0.5

0.3

0.3

4.4

0.7

0.2

Normaalonderwijs

1.3

0

0.1

0

0.3

0.4

0

Hogeschool+ univ

2.4

0.9

0

0.1

2.1

0.4

0

# opleiding bekend

65753

212

743

1462

386

270

1629

Leerlingschap beëindigd

4473

14

50

19

38

11

29

Andere opleiding (buitenl.)

245

270

108

619

314

34

841

Tabel A.V.4: De opleiding van werkzoekend werkl. vrouwen in wachttijd en jonger dan 25 Diploma

Belgen

Fransen

Italianen

Marok-

Nederla

Spanjaa

Turken

%

%

%

kanen%

nders %

rden %

%

Basisonderwijs

2.5

12.4

6.9

16.5

2.9

6.7

16.7

Lager secundair beroeps

7.2

26.4

22.4

32.5

9.3

15.0

41.6

Lager secundair technisch

1.0

4.7

1.3

1.5

0.7

2.6

1

Lager secund. alg. vormend

2.5

3.9

3.4

4.3

4.4

7.3

3.2

Hoger secundair beroeps

22.5

16.3

38.2

36.0

21.5

31.1

29.7

Hoger secundair technisch

16.8

10.9

14.1

5.9

13.1

17.1

5

Hoger secund. alg. vormend

8.8

9.3

7

1.7

12.6

9.3

2.1

Hoger technisch

22

11.6

5.9

1.3

23.2

6.2

0.7

Normaalonderwijs

8.8

1.6

0.0

0.3

3.8

0

0

.

435

Hogeschool+ univ

7.9

3.1

0.8

0

8.6

4.7

0

Aantal met opleiding bekend

116314

129

612

1118

452

193

1328

Leerlingschap beëindigd

3999

8

54

20

20

6

14

Andere opleiding (buitenl.)

126

9

3

5

24

2

18

Tabel A.V.5: De opleiding van werkz. werkl. vrouwen niet in wachttijd en jonger dan 25 Diploma

Belgen

Fransen

Italianen

Marok

Nederla

Spanjaa

Turken

%

%

%

%

nders %

rden %

%

Basisonderwijs

14.2

39.1

21.3

40.3

20.4

16.5

37.9

Lager secundair beroeps

17.0

20.2

38.3

26.8

16.3

26.3

42.6

Lager secundair technisch

2.8

0.8

2.3

1.8

2.5

7.1

0.9

Lager secund. alg. vormend

5.6

6

3.9

5.4

7.8

6.3

3.7

Hoger secundair beroeps

23.4

12.5

21.6

19.6

20.2

24.6

13.3

Hoger secundair technisch

16

8.9

7.8

4.1

14.4

11.2

1

Hoger secund. alg. vormend

7.1

5.2

3.2

1.7

8.8

4.9

0.4

Hoger technisch

7.5

5.6

1.1

0.3

7.2

1.3

0.1

Normaalonderwijs

5

0.4

0.3

0

1

0

0

Hogeschool+ univ

1.4

1.2

0.3

0

1.4

1.8

0

# opleiding bekend

72549

248

666

775

514

224

1391

Leerlingschap beëindigd

3244

17

37

12

14

15

17

Andere opleiding (buitenl.)

331

255

40

148

481

28

254

De studierichtingen staan geklasseerd volgens (gemiddeld) niveau514. De zwakste groepen zijn werkzoekenden met enkel een diploma van het basisonderwijs of minder, en werkzoekenden met enkel een diploma van het lager secundair beroepsonderwijs515. Onderaan de tabellen staan absolute cijfers over het aantal werklozen waarvan de opleiding bekend is en het aantal werklozen met onbekende ("leerlingschap beëindigd”) of andere (=buitenlandse) opleiding.

514

De volgorde van het "hoger technisch", "normaalonderwijs" en "hogeschool+universiteit" moet echter niet gezien worden als een strikte klassering volgens niveau. Dat het algemeen vormend onderwijs telkens na het technisch onderwijs geplaatst werd is een betwistbare keuze: op de arbeidsmarkt presteren jongeren uit het technisch onderwijs beter dan die uit het algemeen vormend onderwijs.

515

Van de groep "leerlingschap beëindigd" is het diploma niet bekend. Hier zit mogelijk een deel in waarvan het hoogste diploma een uit het LSB is. Deze groep presteert evenwel duidelijk beter dan de groep uit het LSB wat werkloosheidsduur betreft.

.

436

In de groep van werkzoekenden jonger dan 25 die in de periode 1989-1993 een wachttijd begon is het scholingsniveau hoger dan in de groep van werkzoekende werklozen niet in wachttijd. Dit verschil in samenstelling heeft te maken met het verschillende karakter van de instroom in deze twee toestanden. De beschouwde groep van jongeren tot 25 jaar begint bijna uitsluitend aan een wachttijd na het beëindigen van de studies. De kans om niet direct in aansluiting met de school een baan te vinden heeft meer een toevalskarakter dan de kans om, nadat men reeds een minimum aantal maanden gewerkt heeft, werkloos te worden voor de leeftijd van 25 jaar. Die laatste kans is hoger voor laag geschoolden, omdat die minder stabiele banen aangeboden krijgen (zie afdeling 6 van hoofdstuk 5). Een in vergelijking met de Belgen groot aantal vreemdelingen is geclassificeerd onder de groep "andere opleiding". Het betreft nagenoeg uitsluitend personen met een buitenlands diploma, en dus immigranten. Immigranten kunnen enkel in de werkzoekende werkloosheid terechtkomen als zij reeds gewerkt hebben in België. Er zijn, zoals blijkt uit de tabellen A.V.2 en A.V.4, nauwelijks immigranten die via een wachttijd in de werkloosheid komen. Wij betrokken deze immigranten niet in de schattingen om ons te concentreren op de verschillen tussen de allochtonen die wél in België opgegroeid zijn, en de Belgen. Er moet echter wel rekening mee gehouden worden dat deze groep immigranten mee de door de werkgevers gehanteerde µj*’s van de vreemde nationale groepen kan bepalen.

7.3

V.3

Parametrische schatting zonder verklarende variabelen voor de

groep van min 25-jarigen in en niet in wachttijd

In de tabellen A.V.6 en A.V.7 worden de resultaten gepresenteerd van een parametrische schatting op basis van de likelihood afgeleid in hoofdstuk 4 (vergelijking (IV.30)) voor de groep van jonger dan 25 jaar uit het LSB in en niet in wachttijd. De schatting gebeurt met het exponentiële model met correctie voor niet geobserveerde heterogeniteit, en zonder verklarende variabelen. In dat geval wordt de hazard gegeven door:

.

τ (θ 0 , σ v ², t ) =

437

exp(θ 0 ) 1 + σ v ² exp(θ 0 )t

(A.V.3)

en de overlevingsfunctie door: 1

  σv ² 1 S T (θ 0 , σ v ², t ) =   1 + σ v ² exp(θ 0 )t 

(A.V.4)

Tabel A.V.6: Parametrische schatting bij een exponentieel verdeelde duur met niet geobserveerde heterogeniteit, groep uit het LSB jonger dan 25 jaar niet in wachttijda Mannen

Vrouwen

# observ

θ0

σ v²

Belgen

12380

-0.618(0.025)

Nederlanders

65

Italianen

θ0

σ v²

0.542(0.017) 12359

-1.478(0.019)

0.453(0.016)

0.647(1.138)

1.078(0.356) 84

-1.749(0.206)

0.256(0.168)

270

-1.454(0.103)

0.156(0.078) 255

-1.8

(0.114)

0.27 (0.097)

Turken

568

-1.582(0.084)

0.395(0.074) 592

-2.236(0.080)

0.287(0.079)

Marokkanen

370

-1.498(0.102)

0.315(0.084) 208

-2.086(0.115)

0.195(0.105)

a

# observ

Tussen haakjes staan standaardfouten

Tabel A.V.7: Parametrische schatting bij een exponentieel verdeelde duur met niet geobserveerde heterogeniteit, groep uit het LSB jonger dan 25 jaar in wachttijda Mannen

Vrouwen

# observ θ0

σ v²

# observ

θ0

σ v²

Schatting met likelihood (IV.30) (hoofdstuk 4) Belgen (w6, w7)

8179

-0.788(0.028) 0.442 (0.019)

7079

-1.295(0.029) 0.541(0.023)

Nederlanders (w6, w7)

42

-1.208(0.285) -0.162(0.19)

34

-1.811(0.373) 0.114(0.334)

Italianen (w6, w7)

126

-1.774(0.163) 0.038(0.131)

124

-2.349(0.166) 0.218(0.167)

Turken (w6, w7)

265

-1.917(0.122) 0.341(0.115)

484

-3.023(0.073) -0.188(0.079)

Marokkanen (w6, w7)

253

-1.552(0.144) 0.394(0.123)

302

-2.216(0.129) 0.406(0.144)

Schatting met (IV.30) met ook correctie voor duur in wachttijd van 8 en 9 maand. Belgen (w6-w9)

8179

-0.464(0.032) 0.52 (0.019)

7079

-0.892(0.036) 0.73 (0.025)

. Nederlanders (w6-w9)

42

-0.843(0.27)

Italianen (w6-w9)

126

Turken (w6-w9) Marokkanen (w6-w9) a

-0.068(0.145)

438 34

-1.444(0.446) 0.38 (0.374)

-1.436(0.204) 0.252(0.158)

124

-2.034(0.213) 0.494(0.217)

265

-1.576(0.152) 0.584(0.137)

484

-2.965(0.078) -0.125(0.087)

253

-1.146(0.185) 0.632(0.142)

302

-1.882(0.164) 0.723(0.177)

tussen haakjes staan standaardfouten

De schatting bij de groep niet in wachttijd stelt geen bijzondere problemen. Alle schattingen leiden tot convergentie. De θ0’s zijn significant lager bij de Turken, Marokkanen en Italianen dan bij de Belgen. Dat geldt ook voor de σv²’s, en dus de niet geobserveerde heterogeniteit. Bij de toepassing van (30) bij werkzoekenden in wachttijd stellen zich wel enkele problemen. Zo is de variantie bij de Nederlandse mannen, en de Turkse vrouwen negatief. Dat is mogelijk omdat de restrictie dat σv²>0 niet opgelegd werd. De geobserveerde hazard is bij deze groepen een positieve functie van de duur, zodat het exponentiële model verworpen wordt. Wij gingen na of dit niet toe te schrijven is aan een onvoldoende correctie voor het waarnemingsprobleem bij werkzoekenden in wachttijd. In tabel 2 staan eerst de resultaten bij de exacte toepassing van (IV.30). Daarna die waarbij men niet enkel bij geobserveerde duren van 6 en 7 maanden, maar ook bij die van 8 en 9 maanden alleen de bijdrage tot de kans uit te stromen voor de maand k+1 in aanmerking neemt.516. Wij schatten met deze variant van (IV.30) omdat de keuze om enkel bij de 6de en de 7de maand te corrigeren voor de verlate registratie van de uitstroom vrij arbitrair is. Als uitzendarbeid de wachtperiode kan opschorten, dan kan dat misschien ook tot een wachttijd van 8 à 9 maanden geleid hebben517. Men kan constateren dat de ingreep geen effect heeft op het negatieve teken van de geschatte σv² bij de Nederlandse mannen en de Turkse vrouwen. Toch zijn er gevolgen. Het zou niet moeten verbazen dat de uitstroomkansen hoger zijn in de groep waar ook bij een duur van 8 tot 9 maanden enkel de bijdrage tot de uitstroomkans voor de maand k+1 in aanmerking komt. Zonder de correctie voor wachttijden wordt de kans uit te

516

De groep werkzoekenden die aan een wachttijd begon na de 50ste maand werd telkens weggelaten. De correctie voor wachttijden kan immers geen gecensureerde intervallen van minder dan 6+n maanden aan.

517

In tabel A.IV.1 blijkt trouwens dat ook de met de Kaplan Meier methode geschatte hazards op 8 en 9 maanden erg groot zijn. De hazard wordt pas echt lager vanaf de 10de maand.

.

439

stromen onderschat. Het gevaar is nu dat de echte hazard overschat wordt. De resultaten in de tabellen A.V.6 en A.V.7 laten dan ook niet toe te besluiten of werkzoekenden in wachttijd nu een hogere of lagere uitstroomintensiteit hebben dan werkzoekenden niet in wachttijd. De resultaten voor de groep in wachttijd bevestigen wel die voor de groep niet in wachttijd voor wat betreft de verschillen tussen de nationaliteiten bij de θ0’s. Dit geldt ongeacht de mate van correctie die men uitvoert voor het observatieprobleem bij de wachttijden.

7.4

V.4

Numerieke evaluatie van het effect van σv² op het verloop van de

hazard

Figuur A.V.1: het effect van σv2(=var) op het verloop van de hazard bij θ0=-0.61972.

0,6 0,5 var=0

0,4 0,3 0,2

var=0,155 var=0,315 var=0,3954 var=0,5419 var=1,0775

0,1

.

440

Figuur A.V.2: het effect van σv2(=var) op het verloop van de hazard bij θ0=-1.497.

0,25 0,2

var=0 var=0,155

0,15

var=0,315 var=0,3954

0,1

var=0,5419 var=1,07753

0,05 0 1

3

5

7

9 11 13 15 17 19 21 23 25 27 29 31 33 35

duur t in maanden

7.5

V.5

Decompositie van de verschillen in θ’x tussen nationale groepen

Tabel A.V.8: Decompositie van het verschil in θ’x met de Belgen (b) bij mannen op basis van de coëfficiënten (θ’b) van de Belgen Nederlanders

Italianen

Marokkanen

Turken

Gemiddelde leeftijd

0.149

0.098

0.002

0.024

Burgerlijke stand

-0.017

-0.051

-0.034

-0.125

Diploma

0.051

0.161

0.214

0.211

Instroomjaar

0.018

-0.091

-0.043

-0.071

Provincie

0.036

0.087

0.042

0.095

. Sector/ervaring

441

-0.030

-0.042

-0.004

-0.004

0.207

0.163

0.177

0.13

θ b' x b − θ 'j x j

0.419

0.711

1.004

1.114

Percentage verschil verklaard

49.4%

22.9%

17.6%

11.7%

Totaal verklaard: Totaal:

θ b' x b − θ b' x j

Bron: Berekend op basis van gemiddelde kenmerken van tabel 5.5 en coëfficiënten van tabel 5.8.

Tabel A.V.9: Decompositie van het verschil in θ’x met de Belgen (b) bij mannen op basis van de coëfficiënten (θ’j) van de vreemde nationaliteiten Nederlanders

Italianen

Marokkanen

Turken

Gemiddelde leeftijd

0.185

0.044

0.001

0.007

Burgerlijke stand

-0.019

-0.06

-0.012

-0.024

Diploma

0.044

0.059

0.102

0.173

Instroomjaar

0.018

-0.053

-0.049

-0.082

Provincie

0.019

0.002

0.071

0.271

Sector/ervaring

-0.147

0.003

0.024

0.040

0.100

-0.006

0.137

0.384

θ b' x b − θ 'j x j

0.419

0.711

1.0043

1.114

Percentage verschil verklaard

23.9%

0%

13.6%

34.5%

Totaal verklaard: Totaal:

θ 'j x b − θ 'j x j

Bron: Berekend op basis van gemiddelde kenmerken van tabel 5.5 en coëfficiënten van tabel 5.8.

Tabel A.V.10: Decompositie van het verschil in θ’x met de Belgen (b) bij vrouwen op basis van de coëfficiënten (θ’b) van de Belgen Nederlanders

Italianen

Marokkanen

Turken

Gemiddelde leeftijd

0.067

0.071

-0.015

-0.01

Burgerlijke stand

-0.005

0.016

0.029

0.031

Diploma

0.021

0.214

0.226

0.285

Instroomjaar

0.013

-0.042

0.008

-0.037

Provincie

0.053

0.122

0.044

0.093

Sector/ervaring

-0.011

0.044

0.017

0.054

0.14

0.426

0.311

0.416

0.356

0.439

0.865

0.809

Totaal verklaard: Totaal:

θ b' x b − θ b' x j

θ b' x b − θ 'j x j

. Percentage verschil verklaard

39.3%

97.0%

442 36%

51.4%

Bron: Berekend op basis van gemiddelde kenmerken van tabel 5.6 en coëfficiënten van tabel 5.9.

Tabel A.V.11: Decompositie van het verschil in θ’x met de Belgen (b) bij vrouwen op basis van de coëfficiënten (θ’j) van de vreemde nationaliteiten Nederlanders

Italianen

Marokkanen

Turken

Gemiddelde leeftijd

0.069

0.015

-0.005

0.006

Burgerlijke stand

-0.012

0.024

0.039

0.022

Diploma

0.002

0.091

0.18

0.221

Instroomjaar

0.014

0.011

0.018

-0.046

Provincie

-0.003

0.237

0.018

-0.054

Sector/ervaring

-0.028

0.092

-0.081

0.030

0.042

0.470

0.169

0.134

θ b' x b − θ 'j x j

0.356

0.439

0.865

0.809

Percentage verschil verklaard

11.8%

107,1%

19.5%

16.6%

Totaal verklaard: Totaal:

θ 'j x b − θ 'j x j

Bron: Berekend op basis van gemiddelde kenmerken van tabel 5.6 en coëfficiënten van tabel 5.9.