Lijden vrouwen aan de hypotheekziekte?

Stichting voor Economisch Onderzoek der Universiteit van Amsterdam

Lijden vrouwen aan de hypotheekziekte? man-vrouw verschillen in arbeidsongeschiktheidsrisico

Lennart Janssens Lucy Kok

Onderzoek gefinancierd door SNS/Reaal

Amsterdam, april 2004

"Het doel der Stichting is het verrichten van economische onderzoekingen, zowel op het terrein der sociale economie als op dat der bedrijfseconomie, ten dienste van wetenschap en onderwijs, mede ten nutte van overheid en bedrijfsleven" (art. 2 der stichtingsakte)

SEO-rapport nr. 744 ISBN 90-6733-265-8

Copyright © 2004 SEO Amsterdam. Alle rechten voorbehouden. Het is geoorloofd gegevens uit dit rapport te gebruiken in artikelen en dergelijke, mits daarbij de bron duidelijke en nauwkeurig wordt vermeld.

Voorwoord De kans dat een werkende vrouw in de WAO terechtkomt is aanmerkelijk groter dan de kans dat dit een man overkomt. Er is al veel onderzoek uitgevoerd naar mogelijke oorzaken voor dit verschil tussen mannen en vrouwen. Vele hypotheses over de oorzaken van het verschil tussen mannen en vrouwen zijn getoetst. Sommige zijn aangenomen en andere verworpen. Dit onderzoek toetst twee hypotheses. Eén ervan was nog niet eerder onderzocht. Naar de ander is juist al heel veel onderzoek gedaan maar de resultaten waren niet eenduidig. Ook dit onderzoek geeft niet het ultieme antwoord op de vraag wat de oorzaak is van het verschil tussen mannen en vrouwen. Wel biedt het weer een stukje van de puzzel dat het totale beeld moet opleveren. Het onderzoek is begeleid door Els Hoogteijling en Robert Selten van het CBS, Marc Konings en Laura van Rossum du Chattel van het ministerie van SZW en Anneke van der Giezen van de Algemene Rekenkamer. Zij hebben meegedacht over de formulering van de hypotheses, de opzet van de analyses en de interpretatie van de uitkomsten. Zij hebben ons behoed voor valkuilen in de analyse en borrelpraatinterpretaties. Wij zijn hen daar erg dankbaar voor. Voor de resultaten van de analyses zoals die voor u liggen zijn alleen de auteurs verantwoordelijk. Tot slot willen we SNS/Reaal bedanken voor de financiering van het onderzoek.

Lucy Kok en Lennart Janssens Amsterdam, april 2004

Inhoud Samenvatting.......................................................................................................................................... i 1

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

2

Hypotheses................................................................................................................................. 3 2.1 Eerder onderzoek ........................................................................................................... 3 2.2 Operationalisering van de hypotheses......................................................................... 5

3

WAO-instroom mannen en vrouwen met een partner ....................................................... 7

4

Toetsing van de hypotheses................................................................................................... 11 4.1 Dubbele belasting ......................................................................................................... 11 4.2 Financiële prikkels ........................................................................................................ 12 4.3 Hypotheekziekte geen verklaring voor hogere instroomkans................................ 16

Literatuur............................................................................................................................................. 19 Summary.............................................................................................................................................. 21 Bijlage 1

Gegevensbestand.......................................................................................................... 23

Bijlage 2

Methode en schattingsresultaten ................................................................................ 25

i

Samenvatting Sinds 1995 stromen er meer vrouwen dan mannen in de WAO, terwijl er meer mannen werken. De kans dat een werkende vrouw in de WAO terechtkomt is dus aanmerkelijk groter dan de kans dat dit een man overkomt. In 2000 was de kans voor een man 1,2% en voor een vrouw 2,0%. Er is al veel onderzoek uitgevoerd naar mogelijke oorzaken voor dit verschil tussen mannen en vrouwen. Vele hypotheses over de oorzaken van het verschil tussen mannen en vrouwen zijn getoetst. Sommige zijn aangenomen en andere verworpen. Een eerste hypothese die we in dit onderzoek toetsen is de hypothese dat dubbele belasting als gevolg van de zorg voor kinderen leidt tot een hogere WAO-instroom van vrouwen. Naar deze hypothese is al veel onderzoek verricht, maar de resultaten daarvan zijn niet eenduidig. De tweede hypothese die we toetsen is tot nu toe niet eerder onderzocht. Dat is de hypothese dat vrouwen vaker in de WAO instromen dan mannen omdat zij en hun gezin daarbij financieel minder te verliezen hebben. Voor het onderzoek hebben we een databestand gebruikt van het CBS waarin naast gegevens van de uitkeringsgerechtigden en verzekerden ook gegevens waren opgenomen over de partners van de verzekerden. Voor de eerste hypothese (de hogere instroomkans van vrouwen in de WAO wordt veroorzaakt door dubbele belasting) vinden we enige steun voor vrouwen met kinderen onder de vier jaar. Zowel voor mannen als voor vrouwen leidt het hebben van kinderen in het algemeen tot een lagere instroomkans in de WAO. Het hebben van kinderen onder de vier jaar leidt voor mannen echter tot een grotere verlaging van de instroomkans dan voor vrouwen. Voor vrouwen met kinderen van 4 jaar en ouder zien we geen verschillen tussen mannen en vrouwen in het effect op de instroomkans in de WAO. Wanneer het verlagend effect van het hebben van kinderen onder de 4 jaar voor vrouwen gelijk zou zijn aan het verlagend effect voor mannen dan zouden jaarlijks 500 vrouwen minder in de WAO stromen. Kwantitatief gaat het dus om een gering effect. Voor de tweede hypothese vinden we in zijn algemeenheid geen steun: vrouwen die een zeer klein aandeel in het huishoudinkomen verdienen en dus het minst financieel te verliezen hebben bij instroom in de WAO hebben de laagste instroomkans. Dit is niet in overeenstemming met de hypothese. Maar ook de vrouwen die het meest te verliezen hebben (kostwinners) hebben een lagere instroomkans. Dit is wel in overeenstemming met de hypothese.

ii

Samenvatting

Wanneer we de twee analyses met elkaar verbinden dan zien we dat vrouwen met kinderen onder de vier jaar die een groot aandeel van het huishoudinkomen verdienen maar geen kostwinner zijn een grotere kans hebben om in te stromen in de WAO dan de andere vrouwen met kinderen onder de vier jaar. Hun kans om in de WAO te komen is zelfs iets groter dan die van vrouwen zonder kinderen. Die grotere kans heeft meer te maken met verschillen in belasting dan met verschillen in financiële incentives. Dit betekent dat vrouwen niet massaal leiden aan de zogenaamde ‘hypotheekziekte’. Volgens sommigen was deze ziekte de oorzaak van de hoge instroom van vrouwen in de WAO. Gesuggereerd werd dat vrouwen, in plaats van hun baan op te zeggen, doorwerken na de geboorte van kinderen om de hypotheek te betalen. Als zij de dubbele belasting dan niet meer aankonden zou de WAO een financieel aantrekkelijke oplossing zijn om de meest bewerkelijke jaren, van baby tot kleuter, te overbruggen. Het feit dat vrouwen met kinderen onder de vier jaar gemiddeld een lagere kans hebben om in te stromen in de WAO dan vrouwen zonder kinderen duidt er echter op dat nog steeds degenen die denken de dubbele belasting niet aan te kunnen zich terugtrekken van de arbeidsmarkt. Dat vervolgens degenen die een groot deel van het huishoudinkomen verdienen, maar geen kostwinner zijn, de grootste kans hebben om in de WAO te stromen duidt erop dat de oorzaak niet moet worden gezocht in de financiële aantrekkingskracht van de WAO-uitkering. Je zou kunnen zeggen dat de kleine groep vrouwen die kinderen heeft onder de vier jaar én een groot aandeel in het huishoudlooninkomen aan de hypotheekziekte leidt. Tot een beter begrip van de problematiek leidt dit echter niet. Het heeft immers weinig met hypotheken en ook weinig met de financiële aantrekkingskracht van de WAO te maken. Waar het om gaat is dat er een kleine groep vrouwen is die de dubbele belasting van de zorg voor kleine kinderen en een zware baan kennelijk niet aan kan.

1

1

Inleiding

Aanleiding Sinds 1995 stromen er meer vrouwen dan mannen in de WAO (Van der Giezen, 2000),

terwijl er meer mannen werken. De kans dat een werkende vrouw in de WAO terechtkomt is dus aanmerkelijk groter dan de kans dat dit een man overkomt. In 2000 was de kans voor een man 1,2% en voor een vrouw 2,0%, zie Figuur 1. Figuur 1

WAO-instroom naar geslacht

2,5%

WAO-instroom

2,0% 1,5% 1,0% 0,5% 0,0% 1993

1994

1995

1996

WAO-instroom mannen

1997

1998

1999

2000

WAO-instroom vrouwen

Bron: Kroniek van de sociale verzekering 2001 en CBS. Nota bene: Het getoonde percentage in 1998 is een gemiddelde van 1997 en 1999. Vanwege administratieve problemen is het cijfer voor 1998 onbetrouwbaar.

Er is al veel onderzoek uitgevoerd naar mogelijke oorzaken voor dit verschil tussen mannen en vrouwen. Vele hypotheses over de oorzaken van het verschil tussen mannen en vrouwen zijn getoetst. Sommige zijn aangenomen en andere verworpen (Van der Giezen, Geurts, 2001). Eén hypothese is tot nu toe niet eerder onderzocht. Dat is de hypothese dat vrouwen vaker in de WAO stromen dan mannen omdat zij en hun gezin daarbij financieel minder te verliezen hebben. Doel van dit onderzoek is om deze hypothese te toetsen. Een tweede hypothese die we in dit onderzoek toetsen is de hypothese dat dubbele belasting als gevolg van de zorg voor kinderen leidt tot een hogere WAO-instroom van vrouwen. Naar deze hypothese is al veel onderzoek verricht, maar de resultaten daarvan zijn niet eenduidig. Toetsing van deze hypotheses moet meer licht werpen op het bestaan van de hypotheekziekte. In 2000 brak een discussie los over het feit dat ruim een kwart van de

2

Hoofdstuk 1

vrouwen tussen de 25 en 35 jaar die in 1999 voor het eerst een WAO-uitkering kregen ziek waren geworden na zwangerschapsverlof (Van der Giezen, 2000). Volgens sommigen werd dit veroorzaakt doordat vrouwen aan het werk bleven na het krijgen van kinderen om de hypotheek te kunnen betalen, terwijl zij liever zouden stoppen met werken en dat vroeger ook deden. De dubbele belasting van zorg voor kinderen en het werk zou hen opbreken. Volgens een arbeidsgeneeskundige die in de Volkskrant wordt geciteerd is een uitkering voor sommige vrouwen “een aantrekkelijke oplossing om de meest bewerkelijke jaren, van baby tot kleuter, te overbruggen” (Volkskrant, 23-11-2000). Tweede Kamerlid Van Dijke suggereerde op basis van deze berichten: “Het heeft er alle schijn van dat we de hogere huizenprijzen en de overconsumptie mede financieren uit de WAO-pot.” (NRC, 8-12-2000). Data Voor dit onderzoek hebben we een databestand van het CBS gebruikt dat naast gegevens

over WAO-instroom en loon ook gegevens bevat over het loon dat de partner verdient. Het bestand bevat zowel informatie over mensen die de WAO instroomden als over mensen bij wie dat niet gebeurde. In het bestand zijn van alle verzekerden in Nederland de baankenmerken, persoonskenmerken en huishoudkenmerken bekend, en kenmerken van hun partners. Van de verzekerden die in 2000 de WAO instroomden, zijn tevens arbeidsongeschiktheidsgegevens opgenomen. Een aantal voor de WAO-instroom interessante variabelen ontbreekt in dit bestand. Zo ontbreekt het opleidingsniveau en het aantal gewerkte uren per week. Ook ontbreekt ander inkomen dan het looninkomen. De data hebben betrekking op de instroom in 2000. Leeswijzer In het volgende hoofdstuk gaan we in op de resultaten van eerder verricht onderzoek en

formuleren we de twee hypotheses die we gaan toetsen. Vervolgens bespreken we in Hoofdstuk 3 de verschillen in instroomkansen tussen mannen en vrouwen en waardoor de instroomkansen worden beïnvloed. Vervolgens toetsen we in Hoofdstuk 4 de twee hypotheses en kijken we wat de conclusies betekenen voor de vraag of vrouwen leiden aan de hypotheekziekte. Bijlage 1 bevat een korte beschrijving van het gegevensbestand dat gebruikt is. In bijlage 2 staan de schattingsresultaten.

3

2

Hypotheses

2.1

Eerder onderzoek

Er zijn reeds diverse onderzoeken uitgevoerd naar de redenen voor de hogere instroomkans van vrouwen in de WAO, die alle leidden tot nuttige inzichten in de factoren die de kans op instroom in de WAO beïnvloeden. Het onderzoek gaat meestal in op een of twee factoren die een deel van het verschil verklaren. De achterliggende onderzoeksvraag luidt steeds: welke factoren verklaren de verschillen in de instroomkans in de WAO tussen mannen en vrouwen. Uit het onderzoek komen de volgende verklaringen naar voren.1 Hypothese 1: Het soort werk is de oorzaak? Uit onderzoek van het Lisv blijkt dat verschillen in het soort werk dat mannen en vrouwen doen (sector, arbeidsomstandigheden, beroep) het verschil in instroomkans tussen mannen en vrouwen voor ongeveer de helft verklaart (Van der Giezen, 2000). Hypothese 2: Dubbele belasting? De hypothese dat het verschil in instroomkans tussen mannen en vrouwen wordt veroorzaakt door de dubbele belasting (werken en zorg voor huishouden en kinderen) klinkt velen plausibel in de oren. Door het empirische onderzoek dat tot dusverre is uitgevoerd wordt deze hypothese echter niet bevestigd. Er zijn echter een aantal kanttekeningen te plaatsen. Ten eerste volgt uit het onderzoek ‘vrouwen, (werk)omstandigheden en arbeidsongeschiktheid’ dat voor mannen de kans dat zij in de WAO instromen afneemt als zij kinderen hebben (Van der Giezen, 2000). Het hebben van kinderen heeft voor mannen dus een gunstig effect op de instroomkans. Mogelijk hangt dit samen met de verantwoordelijkheid die mannen voelen voor de continuïteit van het inkomen als er kinderen zijn. Voor vrouwen is dit effect niet waarneembaar. Wellicht wordt voor vrouwen het gunstige effect op de instroomkans van het hebben van verantwoordelijkheid voor kinderen teniet gedaan door het ongunstige effect op de instroomkans door de zorg die kinderen met zich meebrengen (en die in de Nederlandse maatschappij nog vaak op de schouders van de vrouw rust). Ten tweede volgt uit hetzelfde onderzoek dat het hebben van kinderen de kans op instroom in de WAO vergroot voor mannen en vrouwen tussen de 25 en 34. Naar verwachting hebben de 25-34 jarigen jonge kinderen, terwijl de oudere mensen met kinderen vaak oudere kinderen hebben. De zorg voor jongere kinderen kost meer tijd dan de zorg voor oudere kinderen, dus wellicht is dit verschil verklaarbaar met de hypothese dubbele belasting. 1

Zie ook de brief van de minister van SZW aan de Tweede Kamer van 2 oktober 2003.

4

Hoofdstuk 2

Hypothese 3: Verschil in belastbaarheid? Uit het onderzoek van het Lisv blijkt dat voor mannen en vrouwen bepaalde arbeidsomstandigheden een verschillend effect hebben op het arbeidsongeschiktheidsrisico (Van der Giezen, 2000). Bijvoorbeeld de aanwezigheid van een slechte werksfeer verhoogt de kans op arbeidsongeschiktheid voor vrouwen veel meer dan de kans op arbeidsongeschiktheid voor mannen. De vraag is nu waarom arbeidsomstandigheden een verschillend effect hebben. Is er verschil in de gezondheid of gezondheidsbeleving tussen mannen en vrouwen? Of zijn vrouwen bijvoorbeeld minder belastbaar dan mannen en zijn zij daardoor gevoeliger voor een slechte werksfeer? Naar deze hypothese is een uitgebreid literatuuronderzoek gedaan. De conclusie daarvan was dat niet is aangetoond dat verschillen in belastbaarheid tussen mannen en vrouwen een oorzaak vormt voor de hogere WAOinstroom van vrouwen (Houtman, Van den Heuvel, 2001). Hypothese 4: Houding ten opzicht van het werk? Mannen werken vaker en meer dan vrouwen. De norm is nog steeds dat de man werkt. Het is daarom aannemelijk dat mannen een andere houding ten opzichte van het werk hebben dan vrouwen, ofwel mannen zijn gemotiveerder om (te blijven) werken. Deze hypothese wordt verworpen door onderzoekers van de universiteit van Maastricht (De Rijk, Van Lierop, Janssen en Nijhuis, 2002). In dat onderzoek kon niet worden aangetoond dat een afwijkende motivatie het verschil tussen mannen en vrouwen kon verklaren. Hypothese 5: Verschil in (sociaal) medische begeleiding? De inspanningen die werkgever, Arbo-dienst en keuringsartsen verrichten om iemand weer aan de slag te krijgen kunnen verschillen tussen mannen en vrouwen. Wellicht zijn artsen gemotiveerder om mannen te helpen, omdat het gezinsinkomen vaak voor een groot gedeelte van hun inkomen afhangt. Het onderzoek van De Rijk (2002) bevestigt deze hypothese: bedrijfsartsen blijken in te schatten dat verzuimenden vrouwen minder positief staan tegenover werkhervatting dan mannen. Hypothese 6: Financiële prikkels? De motivatie om te blijven werken wordt, volgens de economische theorie, voor een groot deel bepaald door het verlies aan huishoudinkomen bij het instromen in de WAO. Tegenover een verlies aan inkomen staat een winst aan vrije tijd (en bijvoorbeeld besparingen op kosten voor kinderopvang). Aarts e.a. (2002) concluderen dat financiële prikkels wel degelijk een rol spelen bij de kans op WAO-instroom. Bestaand onderzoek is niet eenduidig over de richting van deze prikkels. Copinga en Selten (2003) vinden een gunstig effect van het partnerinkomen op de WAO-instroomkans: een hoger partnerinkomen verlaagt de kans op WAO-instroom. Jehoel Gijsbers en Van Deursen.

Hypotheses

5

(2002) vinden het tegenovergestelde effect: vrouwelijke kostwinners hervatten vaker uit langdurig verzuim hun werk (en stromen dus minder vaak de WAO in) dan vrouwen die geen kostwinner zijn. Bestaand onderzoek levert dus al veel inzicht in de oorzaken van het verschil in arbeidsongeschiktheidskans tussen mannen en vrouwen. Er zijn echter een aantal kanttekeningen te maken bij de onderzoeken die tot dusverre zijn uitgevoerd: - Het probleem van de dubbele belasting is nooit eenduidig vastgesteld. Het probleem daarbij is dat het effect van het hebben van kinderen (met een verwachte gunstige invloed op WAO-instroomkans) en de zorg voor met name jonge kinderen (met een verwachte ongunstige invloed op WAO-instroomkans) nauwelijks van elkaar zijn te scheiden. - De specifieke financiële prikkels van instroom in de WAO voor vrouwen zijn nooit onderzocht. Idee erachter is dat het huishoudinkomen minder terugvalt als de vrouw, met vaak een half inkomen, instroomt in de WAO. De terugval van het huishoudinkomen is vaak groter wanneer de man de WAO instroomt – hij heeft immers meestal het hoofdinkomen.

2.2

Operationalisering van de hypotheses

Dubbele belasting Een verklaring voor de overinstroom van vrouwen in de WAO zou kunnen liggen in de

verschillende invloed die kinderen hebben op de WAO-instroomkans voor vrouwen en voor mannen. Kinderen in het huishouden, zo is de redenering, hebben twee effecten op de WAO-instroomkans: door de belasting die volgt uit de zorg voor kinderen wordt de kans groter, en door de toegenomen financiële verantwoordelijkheid die samenhangt met kinderen wordt de kans juist kleiner. Vrouwen zijn traditioneel belast met zorg en ondervinden beide effecten die van de kinderen uitgaan. De effecten zullen elkaar (deels) uitdoven, zodat het per saldo voor een vrouw niet veel uitmaakt of ze wel of geen kinderen heeft – als we de WAO-instroomkans willen verklaren. Mannen, daarentegen, zijn traditioneel minder met zorg belast, en ervaren alleen de toegenomen financiële verantwoordelijkheid wanneer ze kinderen hebben. Die verlaagt de WAO-instroomkans. Hier doven de effecten elkaar niet uit. Daarom zal er volgens dit mechanisme een duidelijker verschil zijn tussen mannen met en mannen zonder kinderen. Hieruit volgt de volgende hypothese:

6

Hoofdstuk 2

Het verschil in WAO-instroomkans tussen vrouwen met kinderen en vrouwen zonder kinderen is kleiner dan het verschil in instroomkans in de WAO tussen mannen met en mannen zonder kinderen. Financiële prikkels In een tweeverdienershuishouden verdient de vrouw gemiddeld een lager loon dan de man.

Bij tweeverdieners verdiende de vrouw in 2000 gemiddeld een loon gelijk aan de helft van het loon dat de man verdiende. Als na verloop van tijd het looninkomen van het huishouden terugvalt omdat de vrouw de WAO is ingestroomd, dan is die terugval gemiddeld dus minder dan wanneer de man zou instromen. We willen weten of deze geringere terugval van het huishoudinkomen, wanneer de vrouw de WAO instroomt, de overinstroom van vrouwen in de WAO kan verklaren. Als bovengenoemde financiële prikkel zich inderdaad voordoet en de overinstroom van vrouwen veroorzaakt, dan moeten we in de data een negatieve relatie waarnemen tussen het aandeel in het huishoudinkomen dat de vrouw verdient en haar WAO-instroomkans. We moeten dan waarnemen dat een vrouw die bijvoorbeeld 25% van het huishoudinkomen verdient een grotere instroomkans heeft dan een vergelijkbare vrouw die 50% van het huishoudinkomen verdient – gecorrigeerd voor andere factoren die het arbeidsongeschiktheidsrisico beïnvloeden. Immers de laatstgenoemde vrouw heeft een grotere verwachte inkomensterugval bij WAO-instroom, en die maakt het minder aantrekkelijk voor de WAO ‘te opteren’. De hypothese luidt: Vrouwen met een laag aandeel in het huishoudinkomen hebben een hogere kans op instroom in de WAO dan vrouwen met een hoog aandeel in het huishoudinkomen. Het databestand bevat alleen looninkomens en geen inkomen uit uitkering of een zelfstandig beroep. We toetsen de hypothese daarom op het totale looninkomen binnen het huishouden.

7

3

WAO-instroom mannen en vrouwen met een partner

Om de hypotheses te toetsen gebruiken we een databestand met alleen verzekerden met partners. Alleenstaanden en alleenstaande ouders laten we buiten beschouwing omdat zij geen partners hebben om de zorg en verantwoordelijkheden van kinderen mee te delen. De ongehuwd samenwonenden zijn buiten beschouwing gelaten omdat in het databestand niet met zekerheid te zeggen is of degenen die op hetzelfde adres wonen ook partners zijn. In dit hoofdstuk zullen we de instroomkansen in de WAO vergelijken tussen mannen met een partner en vrouwen met een partner. In het volgende hoofdstuk toetsen we de hypotheses. Tabel 1

Gegevens onderzoekspopulatie, verzekerden Man met partner

Vrouw met partner

aantal verzekerden (maal 1000) als percentage van totaal verzekerden

2.435 65%

1.719 64%

gemiddelde leeftijd geen (thuiswonende) kinderen aandeel met kinderen 0 jaar aandeel met kinderen 1-3 jaar aandeel met kinderen 4 jaar en ouder gemiddelde leeftijd jongste kind (indien kinderen)

43 45,0% 5,4% 12,6% 37,0% 8

39 50,6% 5,7% 12,1% 31,5% 8

netto huishoudlooninkomen per jaar in euro aandeel in het huishoudlooninkomen deel van het jaar verzekerd

37.000 79% 0,93

39.000 40% 0,76

aandeel autochtoon aandeel Turks/Marokkaans 1e generatie aandeel Turks/Marokkaans 2e generatie aandeel overig niet westers allochtoon 1e generatie aandeel overig niet westers allochtoon 2e generatie aandeel westers allochtoon 1e generatie aandeel westers allochtoon 2e generatie

85,7% 3,2% 0,1% 2,5% 0,2% 3,0% 5,2%

85,1% 3,1% 0,3% 2,6% 0,3% 3,3% 5,2%

1,3%

2,0%

instroomkans WAO gemiddeld

8

Hoofdstuk 3

In Tabel 2 kijken we welke invloed de verschillende variabelen hebben op de instroomkans van mannen en vrouwen. We zijn daarbij uitgegaan van een autochtone vrouw en een man met dezelfde kenmerken. Zowel man als vrouw heeft de volgende kenmerken: leeftijd: kinderen: fractie in het huishoudlooninkomen: netto huishoudlooninkomen: deel van het jaar verzekerd: herkomst: bedrijfstak: grootteklasse bedrijf

39 Geen 50% 40.000 euro 0,76 autochtoon Zorg 50 werknemers

De instroomkans van de vrouw met deze kenmerken is 1,7 % en van een man met deze kenmerken 0,8 %. Deze instroomkansen zijn lager dan die van de gemiddelde man of vrouw. Dit komt doordat de voorbeeldpersonen autochtoon zijn en in een bedrijf in grootteklasse 2 werken. Dit verlaagt de instroomkans voor vrouwen met ongeveer een half procentpunt. Daar staat tegenover dat werken in de zorg leidt tot een hogere instroomkans en ook het niet hebben van kinderen de instroomkans verhoogt. Voor de man heeft de leeftijd van 39 een extra verlagend effect omdat de gemiddelde man met een partner 43 jaar is (zie Tabel 1). In Tabel 2 zijn de instroomkansen weergegeven wanneer één kenmerk verschilt van de voorbeeld man of vrouw zoals boven beschreven. Wanneer dus de vrouw niet 39 jaar is, maar 27 jaar, maar voor het overige dezelfde kenmerken heeft als de voorbeeldvrouw, dan is haar instroomkans niet 1,7%, maar 1,2%. Als de vrouw niet in de zorg werkt, maar bij de overheid, en verder dezelfde kenmerken heeft als de voorbeeldvrouw, dan is haar instroomkans in de WAO niet 1,7% maar 0,9%.

WAO-instroom mannen en vrouwen met een partner

Tabel 2

9

Effect van kenmerken op WAO-instroomkans Instroomkans man (in %)

Instroomkan vrouw (in %)

Instroomkans WAO van voorbeeldpersoon

0,8

1,7

Leeftijdsklasse 25-29 Leeftijdsklasse 30-34 Leeftijdsklasse 35-39 Leeftijdsklasse 40-44 Leeftijdsklasse 45-49 Leeftijdsklasse 50-54 Leeftijdsklasse 55-59 Leeftijdsklasse 60-64 netto huishoudlooninkomen 20.000 netto huishoudlooninkomen 30.000 netto huishoudlooninkomen 50.000 netto huishoudlooninkomen 60.000 Turks/Marokkaans 1e generatie Werkzaam in bouw Werkzaam in overheid Werkzaam in dienstverlening Werkzaam in onderwijs

0,2 0,5 0,8 1,2 1,9 2,7 2,4 1,2 1,8 1,3 0,6 0,3 4,8 1,2 0,4 0,8 0,9 0,8

Werkzaam in handel

Instroomkans vrouw /instroomkans man 2,2

1,2 1,5 1,7 2,4 2,8 3,3 2,6 0,9 2,2 2,2 1,5 1,1 11,3 0,7 0,9 1,6 1,2 1,5

5,5 3,4 2,2 2,0 1,5 1,2 1,1 0,8 1,3 1,6 2,7 3,4 2,4 0,6 2,2 2,0 1,4 2,0

Hieronder gaan we in op het effect van de verschillende kenmerken op de verschillen in instroomkans tussen mannen en vrouwen. Leeftijd Ten opzichte van een vrouw met de -instroom. Een vrouw van 15 jaar ouder heeft een grotere kans. Bij mannen zijn de leeftijdseffecten sterker dan bij vrouwen. Jonge vrouwen in de leeftijd 25-29 jaar hebben een 5,5 keer zo grote kans als mannen in die leeftijdsklasse om in te stromen in de WAO. Vrouwen in de leeftijd 60-64 jaar hebben een iets lagere kans dan mannen in die leeftijdsklasse om in te stromen in de WAO. Herkomst Als een vrouw van Turkse of Marokkaanse herkomst is, dan is haar instroomkans voor de WAO in het algemeen 6 keer groter dan de gemiddelde instroomkans. Voor mannen is de instroomkans van een Turk of Marokkaan 6,5 keer hoger dan van een autochtoon. Allochtonen hebben dus een aanzienlijk grotere instroomkans dan autochtonen, maar dit geldt voor zowel mannen als vrouwen. Dit kan dus niet het verschil tussen mannen en vrouwen verklaren.

10

Hoofdstuk 3

Inkomensklasse van het huishouden Voor WAO-instroom in het algemeen geldt dat vrouwen uit huishoudens in de laagste inkomensklasse een 2 maal zo grote instroomkans hebben als vrouwen uit de hoogste inkomensklasse. Voor mannen verschilt de instroomkans tussen de laagste en de hoogste klasse een factor 6. Dit kan samenhangen met het opleidingsniveau, maar ook met een financiële prikkel. Degenen in de laagste inkomensklasse gaan er in absolute termen minder op achteruit dan degenen in de hogere inkomensklassen. Het verschil tussen mannen en vrouwen heeft tot gevolg dat vooral in de hoogste inkomensklasse het verschil in instroomkans tussen vrouwen zeer groot is. Sector De instroomkans voor vrouwen is lager als ze in een andere sector dan de zorg werken. Voor mannen is dit niet zo, hun instroomkansen is hoger als ze in de bouw werken en lager als ze bij de overheid werken. Conclusie De instroomkans van vrouwen met een partner is gemiddeld 1,5 keer zo groot als de

instroomkans van mannen met een partner. Vooral in de jongste leeftijdsgroepen en in gezinnen met het hoogste huishoudlooninkomen zijn de verschillen tussen mannen en vrouwen groot.

11

4

Toetsing van de hypotheses

4.1

Dubbele belasting

In deze paragraaf toetsen we de volgende hypothese: Het verschil in WAO-instroomkans tussen vrouwen met kinderen en vrouwen zonder kinderen is kleiner dan het verschil in instroomkans in de WAO tussen mannen met en mannen zonder kinderen. In Tabel 4 zien we de WAO instroomkansen van de gemiddelde vrouw met partner en de gemiddelde man met partner. Daaronder is de instroomkans weergegeven van mannen en vrouwen zonder kinderen en op welke manier die kans verandert als zij kinderen hebben (alle overige kenmerken blijven constant, zie voor de schattingsresultaten bijlage 2). We hebben de kinderen ingedeeld in drie leeftijdscategorieën. De overweging hierachter is dat de eerste categorie (0 jaar) het effect van een zwangerschap op de WAO-instroomkans opvangt. Verder kunnen de effecten van kinderen in de leeftijd van 1-3 jaar anders zijn dan die van oudere kinderen omdat voor jongere kinderen meer kinderopvang geregeld moet worden dan voor oudere kinderen. Tabel 3

Effect van kinderen op WAO-instroomkans

Kenmerken

Mannen

Vrouwen

Gemiddeld

1,3%

2,0%

Geen (thuiswonende) kinderen

1,4%

2,2%

Jongste kind 0 jaar

81

89

Jongste kind 1 tot 3 jaar

83

92

Jongste kind 4 plus

89

88

Index (geen kinderen =100)

Toelichting: uitsluitend effect van kinderen, gecorrigeerd voor alle andere variabelen, zie bijlage 2

Als een vrouw met partner geen kinderen heeft, dan heeft ze een grotere WAO-instroomkans dan wanneer ze wel kinderen heeft. Voor een vrouw zonder kinderen is de instroomkans 2,2%. Krijgt ze een kind (van 0 jaar) dan neemt haar instroomkans af tot 2,0% - het indexcijfer daalt naar 89. Na het eerste jaar neemt de instroomkans licht toe (het indexcijfer stijgt naar 92) – maar de kans blijft lager dan toen ze geen kinderen had. Als het kind 4 jaar of ouders is, dan zakt de kans weer licht terug (het indexcijfer gaat naar 88). Ook voor de mannen zien we dat het hebben van kinderen in het huishouden de kans op WAO-instroom verkleint. In het eerste levensjaar daalt de instroomkans 19% (het indexcijfer daalt naar 81). Na het eerste levensjaar verandert er nagenoeg niets aan de

12

Hoofdstuk 4

instroomkans. Die kans verandert pas als het kind 4 jaar of ouder is: de kans neemt 8% toe (het indexcijfer stijgt tot 89). De kans blijft echter lager dan toen de man geen kinderen had. Voor de kinderen van vier jaar of ouder zien we geen verschil tussen mannen en vrouwen in het effect van kinderen op de WAO-instroomkans. Voor deze kinderen moeten we de hypothese dus verwerpen. Voor de kinderen uit de twee jongere leeftijdsgroepen zien we wel een bevestiging van de hypothese. Voor deze groep vrouwen leidt het hebben van kinderen weliswaar tot een kleinere kans om in de WAO in te stromen, maar deze daling van de kans is minder sterk dan bij mannen. Dit kan veroorzaakt worden door dubbele belasting bij vrouwen. Juist in de leeftijd van 0-4 jaar hebben kinderen veel zorg nodig. Ook kan er een financiële prikkel meespelen. Kinderopvang is duur en het gezinsinkomen zal niet veel zakken (en misschien zelfs toenemen) als de vrouw niet werkt. Het gaat echter om een klein effect bij een kleine groep. Van de verzekerden met partner heeft 18% van de vrouwen kinderen in de leeftijd 0 tot en met 3 jaar. Wanneer het verlagend effect van het hebben van kinderen voor deze vrouwen gelijk zou zijn aan het verlagend effect voor mannen dan zouden jaarlijks 500 vrouwen minder in de WAO stromen. Conclusie Voor zowel mannen als vrouwen gaat de kans op instroom in de WAO omlaag als zij

kinderen hebben. Voor de groep vrouwen met kinderen onder de vier jaar gaat de WAOinstroomkans minder omlaag door het hebben van kinderen dan de WAO-instroomkans van mannen. Voor hen wordt de hypothese dus bevestigd. Voor de groep vrouwen met oudere kinderen moet de hypothese worden verworpen. De groep waarvoor de hypothese wordt bevestigd is klein, en ook het effect is klein. Deze hypothese kan daarom geen verklaring vormen voor de hogere WAO-instroom van vrouwen.

4.2

Financiële prikkels

In deze paragraaf toetsen we de volgende hypothese: Vrouwen met een laag aandeel in het huishoudlooninkomen hebben een hogere kans op instroom in de WAO dan vrouwen met een hoog aandeel in het huishoudlooninkomen. De gemiddelde vrouwelijke tweeverdiener had in 2000 een kans van 2,0% om in de WAO te komen (zie Tabel 1). Op welke manier verandert die kans als het aandeel dat de vrouw bijdraagt aan het huishoudlooninkomen toeneemt? In Tabel 4 zien we het antwoord op die vraag. We vermoeden dat de financiële prikkel samenhangt met het opleidingsniveau. Deze variabele is echter niet opgenomen in het databestand. Bekend is dat het opleidingsniveau


13

samenhangt met de diagnosecategorie (Moolenaar-Cox en van Deursen, 2002). Om die reden hebben we in de analyse een onderscheid gemaakt naar diagnosecategorie. Voor de analyse zijn de verzekerde vrouwen ingedeeld naar aandeel in het huishoudlooninkomen in zeven klassen. De eerste zes klassen zijn zo gekozen dat zij evenveel vrouwen bevatten, nl. ongeveer 250.000. De vrouwen die 100% van het huishoudlooninkomen verdienen zijn apart genomen. Deze klasse bevat naast kostwinners ook vrouwen met een partner die een uitkering heeft of inkomen uit ondernemerschap. Deze klasse bevat 180.000 vrouwen. Tabel 4 Vrouwelijke tweeverdieners: effect aandeel in het huishoudlooninkomen op WAOinstroomkans, naar diagnoseklasse Kans op WAO-instroom uitgesplitst naar diagnoseklassen Kans op WAOinstroom

Kenmerken Gemiddelde vrouwelijke werknemer

Psychische klachten

Klachten aan het bewegingsapparaat

Overige klachten

2,0%

0,72%

0,62%

0,66%

100

100

100

100

Aandeel in hh-inkomen ligt tussen 0-16%

76

54

94

77


105

88

125

115


105

109

110

105


111

111

104

113


110

118

105

109


108

128

93

103

89

109

77

84

Index

Aandeel in hh-inkomen is 100% Toelichting:

Alle effecten in de eerste kolom zijn significant verschillend van de referentiecategorie (huishoudlooninkomen ligt tussen 31-38%) bij een significantieniveau van 5%.

In de bovenste regel van Tabel 4 zien we de WAO-instroomkans van de gemiddelde vrouw. In de regels daaronder zien we op welke manier die instroomkans verandert als het aandeel van de vrouw in het huishoudlooninkomen verandert. De verandering is weergegeven in de vorm van een indexcijfer. De gemiddelde vrouwelijke tweeverdiener had een kans van 2,0% om de WAO in te stromen. Deze WAO-instroomkans is op te splitsen naar de drie hoofddiagnoseklassen: psychische klachten, klachten aan het bewegingsapparaat en overige klachten. Deze drie klassen zijn ongeveer even groot: 0,72% stroomde de WAO in wegens psychische klachten en 0,62% wegens klachten aan het bewegingsapparaat en nog eens 0,66% wegens overige klachten.

14

Hoofdstuk 4

Wanneer we kijken naar alle vrouwen dan hebben vrouwen met een heel groot en een heel klein aandeel in het huishoudlooninkomen een kleinere kans dan gemiddeld om in te stromen in de WAO (het indexcijfer ligt lager dan 100). De relatie tussen het aandeel in het huishoudlooninkomen en de instroomkans is niet lineair: de kans om in te stromen in de WAO neemt eerst toe als het aandeel in het huishouden toeneemt. Dit is in tegenspraak met de hypothese. Wanneer het aandeel verder stijgt naar 100% dan neemt de instroomkans in de WAO weer af. Dit is consistent met de hypothese en ook met eerdere waarnemingen dat vrouwelijke kostwinners een kleinere kans hebben om in te stromen dan gemiddeld. Wanneer we een onderscheid maken naar diagnosecategorie dan ziet het patroon er iets anders uit. Figuur 2 geeft de relaties grafisch weer tussen het aandeel in het huishoudlooninkomen van de vrouw en de instroomkansen in de WAO, uitgesplitst naar de diagnoseklassen. Figuur 2

Indexcijfer instroomkans in de WAO naar diagnosecategorie

140 index WAO-instroom

120

100 psychisch bewegingsapparaat 80

60

40 0-16%

16-24%

24-31%

31-38%

38-47%

47-99%

100%

aandeel in het huishoudinkomen

Bij vrouwen die de WAO instromen met psychische klachten is er een stabiele stijgende relatie tussen het aandeel in het huishoudlooninkomen dat ze verdienen en de instroomkans: gaat het aandeel omhoog, dan gaat ook de instroomkans omhoog.2 Alleen voor degenen met een aandeel in het looninkomen van 100% gaat de instroomkans naar beneden, maar deze is alsnog hoger dan die van degenen die een klein aandeel in het looninkomen verdienen.

2

Dit effect is significant op 98%.


15

Bij vrouwen die de WAO instromen met klachten aan het bewegingsapparaat is het effect van de het aandeel in het huishoudlooninkomen anders. De relatie tussen instroomkans en aandeel in het looninkomen is dalend, vanaf de een na laagste inkomensklasse. De vrouwen met het laagste aandeel hebben een lagere instroomkans. Deze ligt echter hoger dan die van degenen met een 100% aandeel in het looninkomen. We hebben ook gekeken naar de samenhang tussen het aandeel in het huishoudlooninkomen en de aanwezigheid van kinderen in de leeftijd jonger dan 4 jaar. De resultaten van de analyse zijn weergegeven in Figuur 3. Uit de analyse blijkt dat de instroomkans van vrouwen met kinderen boven de 4 hetzelfde patroon vertoont als dat van vrouwen zonder kinderen. Het patroon van vrouwen met kinderen onder de 4 lijkt meer op het patroon van de vrouwen die om psychische redenen de WAO instromen dan op dat van de gemiddelde vrouw. Wanneer we kijken naar de kans om om psychische redenen de WAO in te stromen dan blijkt inderdaad de aanwezigheid van kinderen onder de 4 jaar tot een verhoogde kans te leiden. De aanwezigheid van kinderen leidt tot een lagere kans om vanwege klachten aan het bewegingsapparaat in te stromen. Opvalt dat de kans van vrouwen met kinderen onder de vier om in de WAO te komen lager is dan die van vrouwen zonder kinderen, behalve voor de vrouwen die een substantieel deel (tussen 47 en 99%) van het huishoudlooninkomen verdienen, maar geen kostwinner zijn. Alleen binnen deze groep hebben vrouwen met kleine kinderen een hogere kans dan vrouwen zonder kinderen om in de WAO te raken. Figuur 3

Indexcijfer instroomkans in de WAO naar aanwezigheid kinderen

140 index WAO-instroom

120

100 kind 1-3 jaar kind 4 jaar geen kind 80

60

40 0-16%

16-24%

24-31%

31-38%

38-47%

aandeel in het huishoudinkomen

47-99%

100%

16

Hoofdstuk 4

Conclusie Gemiddeld genomen wordt de hypothese dus niet bevestigd. De kans om in te stromen in

de WAO is het laagst voor degenen met een klein aandeel in het huishoudlooninkomen en degenen die het volledige huishoudlooninkomen verdienen. Een deel daarvan zullen kostwinners zijn, maar dit is niet noodzakelijk. Naast het looninkomen kan nog ander inkomen aanwezig zijn. Voor de vrouwen die een tussenliggend aandeel in het huishoudlooninkomen verdienen is het beeld verschillend voor degenen die met psychische klachten instromen en degenen die met bewegingsklachten instromen. Voor de eersten leidt een hoger aandeel in het huishoudlooninkomen tot een hogere kans op instroom in de WAO. Mogelijk gaat een hoger aandeel in het huishoudinkomen gepaard met een hogere psychische belasting in het werk of een langere werkweek. De aanwezigheid van kinderen onder de vier jaar lijkt dit effect te versterken. Een zeer klein aandeel in het huishoudlooninkomen duidt dan op een kleine baan die gepaard gaat met geringe belasting. Voor degenen met bewegingsklachten leidt een kleinere baan juist tot een hogere instroom in de WAO. Mogelijk gaat het hier om vrouwen die gevoeliger zijn voor de financiële prikkel, omdat zij lager opgeleid zijn of werk doen waarin zij minder hun eigen tempo kunnen bepalen.

4.3

Hypotheekziekte geen verklaring voor hogere instroomkans

Wat betekenen de uitkomsten van de analyse voor het bestaan van de hypotheekziekte? De veronderstelling bij de hypotheekziekte is dat vrouwen doorwerken om de hypotheek te kunnen betalen terwijl ze eigenlijk liever zouden stoppen. Wanneer blijkt dat ze de combinatie werk en zorg niet aankunnen zeggen ze niet hun baan op, maar laten ze zich afkeuren om in de WAO te komen. Daarbij is het gezin financieel beter af dan wanneer ze werken omdat de inkomensachteruitgang als gevolg van de instroom in de WAO wordt goedgemaakt doordat ze geen kinderopvang meer hoeven te betalen. Het eerste deel van de veronderstelling klopt: onder gelijke omstandigheden werken vrouwen met een eigen woning vaker door na de geboorte van een kind dan vrouwen met een huurhuis (Janssens, Kok, 2004). Het tweede deel van de veronderstelling klopt niet: vrouwen met kinderen onder de vier jaar stromen relatief minder vaak in de WAO dan vrouwen zonder kinderen. Het feit dat vrouwen met kinderen onder de vier jaar gemiddeld een lagere kans hebben om in te stromen in de WAO duidt er op dat nog steeds degenen die denken de dubbele belasting niet aan te kunnen zich terugtrekken van de arbeidsmarkt. De enige groep vrouwen waarvoor dit niet geldt zijn de vrouwen met kinderen onder de vier


17

jaar die een groot aandeel van het huishoudlooninkomen verdienen, maar geen kostwinner zijn. Hun kans om in de WAO te stromen is iets groter dan die van vrouwen zonder kinderen. Dubbele belasting is hiervoor een plausibeler verklaring dan de financiële aantrekkelijkheid van de WAO. Voor vrouwen met een klein aandeel in het huishoudinkomen is immers de financiële incentive om de WAO te komen groter dan die van vrouwen met een groot aandeel in het huishoudinkomen: het gezin van vrouwen met een kleiner aandeel in het huishoudinkomen gaat er minder op achteruit wanneer zij in de WAO raken dan het gezin van vrouwen met een groot aandeel in het huishoudinkomen. Dat zij minder vaak in de WAO stromen heeft dan vermoedelijk meer te maken met de minder zware belasting, als gevolg van het feit dat zij een kleinere baan hebben of een baan met minder verantwoordelijkheden. Ook bij vrouwen die kostwinner zijn is er vermoedelijk minder sprake van dubbele belasting. Een man die niet werkt zal meer taken van de vrouw overnemen. Het verschil tussen de vrouwen met een hogere instroomkans en de vrouwen met een lagere instroomkans zit dus in de mate van belasting en niet in de financiële prikkel. Je zou kunnen zeggen dat de kleine groep vrouwen die kinderen heeft onder de vier jaar én een groot aandeel in het huishoudlooninkomen aan de hypotheekziekte leidt. Tot een beter begrip van de problematiek leidt dit echter niet. Het heeft immers weinig met hypotheken en ook weinig met de financiële aantrekkingskracht van de WAO te maken. Waar het om gaat is dat er een kleine groep vrouwen is die de dubbele belasting van de zorg voor kleine kinderen en een zware baan kennelijk niet aan kan.

19

Literatuur Aarts, L.J.M. & P.R. de Jong (1990), Economic aspects of disability behavior, proefschrift, Rotterdam. Aarts, L., P. de Jong & R. van de Veen (2002), Met de beste bedoelingen: WAO 1975 - 1999, trends, onderzoek en beleid, APE, Den Haag, Elsevier, Doetinchem. Berkhout, E., D. de Graaf, A. Heyma & J. Theeuwes (2001), Loondifferentiatie in Nederland: de vraagkant, OSA-publicatie A183, Organisatie voor Strategisch Arbeidsmarktonderzoek, Tilburg. Copinga-Roest, M. & R.M.K.P. Selten (2003), Monitor WAO’ers en hun partners, ESB, 88, (4407), 308-310. Giezen, A.M. van der, B. Cuelenaere & R. Prins (1998), Vrouwen vaker in de WAO?, Den Haag, Ministerie SZW, Elsevier, Den Haag. Giezen, A.M. van der (2000), Vrouwen, (werk)omstandigheden en arbeidsongeschiktheid, Lisv, Amsterdam. Giezen, A.M. van der, & S. Geurts (2001), Feiten en ficties over vrouwen in de WAO, ESB, 86 (4316), 540-543. Houtman, I.L.D., & F.M.M. van den Heuvel (2001), Verwerkingsvermogen van vrouwen en mannen in relatie tot langdurige ziekte en uitval; een literatuurstudie, Ministerie SZW, Elsevier, Doetinchem. Janssens, L., & L. Kok (2004), Uittreding en herintreding in de zorg, OSA/SEO, Organisatie Strategisch Arbeidsmarktonderzoek, Tilburg. Jehoel-Gijsbers, G. & C. van Deursen (2002), Reïntegratie bij arbeidsongeschiktheid: onderzoek naar werkhervatting, arbeidscapaciteit en reïntegratiehulp bij werknemers die in 2001 voor de poort van de WAO stonden,UWV, Uitvoering Werknemersverzekeringen, Amsterdam Landelijk instituut sociale verzekeringen (2001), Kroniek van de sociale verzekeringen 2001 wetgeving en volume-ontwikkeling in historisch perspectief, Lisv, Amsterdam. Moolenaar-Cox, P., & C. van Deursen (2002), Aan de poort van de WAO, in 200: achtergronden en trends, UWV, Amsterdam.

20

Literatuur

Rijk, A. de, B. van Lierop, N. Janssen & F. Nijhuis (2002), Geen kwestie van motivatie maar van situatie: een onderzoek naar man/vrouw verschillen in werkhervatting gedurende het eerste jaar na ziekmelding, Ministerie SZW, Elsevier, Doetinchem. Selten, R.M.K.P. en M. Copinga (2003), Wie komen in de WAO?, Ministerie SZW, BPAnummer, 0906-03-CBO, CBS, Voorburg.

21

Summary Since 1995 more women claimed labour disability benefits (WAO in Dutch) than men, while more men were working in that period. Therefore, the probability for any working woman to enter WAO is markedly greater than a man entering WAO – their respective probabilities are 2% and 1,2%. Many possible causes of this difference between male and female workers have already been studied. Many hypotheses have been tested, where some were rejected and others were accepted. We study two hypotheses. The first hypothesis states that the higher probability for women is caused by the ‘double burden’ of working while at the same time taking care of children. This cause has been studied before, but never with unambiguous results. The second hypothesis has not been studied before. It states that women’s higher probabilities of WAO are the result of their averagely smaller financial losses their households suffer upon entering WAO, compared to the male household member entering WAO. We carried out this research using CBS data (Statistics Netherlands) which contained information on WAO claimants and insured non-claimants as well as information on their partners – including their incomes. The first hypothesis (women have higher probabilities as a result of double burden) finds some support for women with children under four. In general, not specifying age, the presence of children in a household reduces the WAO probability of their parents. This holds for both men and women. However if we do specify children’s ages, we observe that for children under four, the decrease of the WAO probability is larger for men. If the probability for women were to decrease the same as it does for men, than approximately 500 less women would enter WAO – a small amount. However, for children over four the decreases of WAO probabilities are equal for men and women. The second hypothesis is not corroborated by the data: women earning a small fraction of the household income, whose households would lose only a little upon entering WAO, have the smallest probabilities of entering WAO. This contrasts with the hypothesis. However, we also find small probabilities for entering WAO for women who are main breadwinners in a household. This finding does confirm the hypothesis stating that a bigger income loss reduces the probability for entering WAO. Combining the two hypotheses makes it clear that women with children under four who also earn a sizeable fraction of the household income (but are not quite breadwinners) have a higher probability of entering WAO than other women with children of the same age. Their

22

probabilities are even higher than those of women without children. This big probability is mainly due to the component of childcare and less due to financial incentives. This leads us to believe that women do not suffer from the so called ‘mortgage-sclerosis’. According to some this ailment caused many women to enter WAO. The idea was that women, rather than quitting their jobs, continued working after they got children in order to pay for their families mortgages. If then the burden of working and caring for the children turned out to be to much, entering WAO would be an attractive option to spend those intensive years with young children. The fact, however that women with children under four on average have a lower probability than women without children, shows that there is selection going on: those who think they are not going to be able to combine work and care decide to quit working as soon as their child is born. The fact that this is not about financial incentives is proved by the fact that women with the highest probabilities are the ones earning a rather considerable share of the household income. Their households will indeed suffer financial losses when they enter WAO. It could be argued that the group of women with young children who also earn a sizeable fraction of the household income suffer from ‘mortgage-sclerosis’. In itself, this does not lead to a better understanding of the problems at hand. There is in fact hardly any connection with mortgages and financial incentives. The bottom line is that there is a small group of women who seem not able to cope with having a serious job while caring for their young children.

23

Bijlage 1

Gegevensbestand

De analyse is uitgevoerd op basis van het CBS-bestand 030808 REOS-bestand Verzekerden. Dit databestand is samengesteld en beschreven door het CBS (CBS, 2003). Het bestand bevat zowel informatie over mensen die de WAO instroomden als over mensen bij wie dat niet gebeurde. In het bestand zijn van alle werknemers in Nederland die op 15 april 1999 verzekerd waren voor de WAO baankenmerken, persoonskenmerken en huishoudkenmerken bekend, en tevens de kenmerken van hun partners. Van de verzekerden die in 2000 de WAO instroomden, zijn tevens arbeidsongeschiktheidsgegevens opgenomen. Dit bestand is tot stand gekomen door een aantal bestanden met elkaar te combineren. De persoonsgegevens, partnergegevens en huishoudgegevens zijn afkomstig uit de Gemeentelijke Basisadministratie (GBA). Daaraan gekoppeld zijn baankenmerken van alle verzekerden en hun partners in 1999. Deze zijn afkomstig uit het banenbestand, op zijn beurt weer afkomstig uit het Sociaal Statistisch Bestand (SSB). Het banenbestand is een bestand met circa 6,5 miljoen verzekerden. Van de groep verzekerden die in 2000 voor het eerst of opnieuw een WAO-uitkering ontvingen zijn de arbeidsongeschiktheidsgegevens gekoppeld aan hun gegevens uit de GBA en het SSB. Van de circa 97 duizend personen die in 2000 de WAO instroomden, is voor 81 duizend instromers de koppeling gelukt van de arbeidsongeschiktheidsgegevens met het verzekerdenbestand op 15 april 1999. De gebruikte arbeidsongeschiktheidsgegevens zijn afkomstig uit het jaarbestand AO 2000. Dit AObestand stelde het CBS samen uit informatie die ze maandelijks direct kreeg van de uitvoeringsinstellingen. De verzekerden die in 2000 de WAO instroomden worden zo dus gekoppeld met hun baankenmerken van 15 april 1999. In het bestand zijn voor circa 6,5 miljoen verzekerden de volgende variabelen opgenomen:

24

Bijlage 1

Persoonsgegevens AO-gegevens (1-1-1999) (gedurende 2000)

Baankenmerken (15-4-1999)

Huishoudgegevens (1-1-1999)

Partnergegevens (1-1-1999)

Leeftijd

AO- instroomdummy Dummy: geen, 1 of meer banen

Imputatie indicator

Leeftijd

Geslacht

Mate van AO

Baanduur in SV en kalenderdagen

Huishoudnummer

Geslacht

Gemeente

Diagnosecode

Aanvangsdatum

Type en plaats in het huishouden

Gemeente

Herkomstgroep

Aanvangsdatum recht Brutoloon sociale en registratie verzekeringsdagen

Aantal personen en kinderen in huishouden

Herkomstgroep

Generatie

Dichtstbijzijnde 1 januari 1 jaar voor aanvang recht

Dagloon

Leeftijd jongste en oudste kind

Generatie

SBI93 indeling (2 digit)

Indicator wel/geen partner Aantal banen in met wel/geen baan afgelopen jaar

Bedrijfsgrootte

Indicator wel/geen partner Brutoloon sociale verzekeringsdagen

Soort bedrijf

Dagloon

25

Bijlage 2

Methode en schattingsresultaten

Methode In de basisspecificatie verklaren we de WAO-instroomkans met de volgende kenmerken:

1. 2. 3. 4. 5.

6. 7. 8.

huishoud-looninkomensklasse (vijf klassen, 1e loon klasse = laagste, 5e loon klasse = hoogste). Elke klasse bevat circa 20% van de huishoudens; loon van de verzekerde, uitgedrukt als fractie van het totale huishoud-looninkomen; indicatoren die aangeven of er kinderen zijn in de leeftijdsgroepen 0 jaar, 1-3 jaar of 4plus; leeftijd in vijfjaarsklassen; indicatoren die aangeven of een verzekerde als herkomst heeft: Turks / Marokkaans, andere niet-westerse landen, of van westerse landen. Tevens nemen we een indicator op die aangeeft of een allochtoon van 1e of van 2e generatie is; aantal dagen sociale verzekering in het jaar voorafgaand aan WAO-instroom; indicatoren van de sector waarin wordt / werd gewerkt; bedrijfsgrootteklasse.

Alle kenmerken die we niet kunnen meenemen maar wel van invloed zijn op de instroomkans, worden opgevangen in een voor iedereen constante ‘basiskans’. In een alternatieve specificatie hebben we naast bovenstaande variabelen kruistermen opgenomen tussen de fractie van het huishoudlooninkomen en de aanwezigheid van een kind in de leeftijd van 0-3 jaar. De WAO-instroomkans is geschat als een binomiale logit in het pakket SAS. De WAO instroomkansen uitgesplitst naar diagnoseklassen zijn geschat als multinomiale logit in het pakket SPSS. Schattingsresultaten In deze bijlage zijn de volgende outputfiles opgenomen:

1. 2. 3.

regressie verzekerde vrouwen met partners (binomiale logit); regressie verzekerde vrouwen, uitsplitsing naar diagnosecategorie (multinomiale logit); regressie verzekerde mannen met partners (binomiale logit).

26

Bijlage 2

1. Regressie Verzekerde vrouwen met partners (binomiale logit) Variabele Constante Inkomen < 30k Inkomen 30-37k Inkomen 37-44k Inkomen 44-54k HH loon fractie 16-24% HH loon fractie 24-31% HH loon fractie 31-38% HH loon fractie 38-47% HH loon fractie 47-99% HH loon fractie 100% Leeftijd 25_29 Leeftijd 30_34 Leeftijd 35_39 Leeftijd 40_44 Leeftijd 45_49 Leeftijd 50_54 Leeftijd 55_59 Leeftijd 60_64 Dagen Soc Verzekerd 1e gen Turks/Marok 2e gen Turks/Marok 1e gen nietwest alloch 2e gen nietwest alloch 1e gen west alloch 2e gen west alloch kind 0 jr in huis kind 1-3jr in huis kind 4-plus in huis Landbouw Visserij Energie Bouw Handel Horeca Vervoer Financiele dienstv Zakelijke dienstv Overheid Onderwys Zorg Cultuur rest bedrf 10-99 werknmrs bedrf > 100 werknmrs

coefficient -2,1022 0,5641 0,4587 0,2733 0,1801 0,3358 0,3356 0,3858 0,3815 0,3602 0,1675 0,1259 0,2872 0,3795 0,6025 0,7300 0,8629 0,6927 0,0347 0,7391 1,4728 1,4359 0,2319 0,0676 -0,00195 0,1629 -0,1241 -0,0910 -0,1282 -0,1028 -0,6959 -0,5808 -0,1115 -0,0508 -0,0440 -0,1617 -0,0175 -0,3845 -0,2604 -0,0176 -0,1801 -10,0956 0,3441 0,5866

standard error 0,0704 0,0375 0,0287 0,0286 0,0278 0,0348 0,0355 0,0368 0,0376 0,0384 0,0440 0,0464 0,0471 0,0484 0,0491 0,0479 0,0486 0,0579 0,1283 0,0413 0,0605 0,1839 0,0543 0,1530 0,0484 0,0390 0,0415 0,0319 0,0244 0,0867 0,1911 0,1006 0,0386 0,0595 0,0537 0,0529 0,0380 0,0481 0,0434 0,0350 0,0550 61,3050 0,0325 0,0298

sign level <,0001 <,0001 <,0001 <,0001 <,0001 <,0001 <,0001 <,0001 <,0001 <,0001 0,0001 0,0067 <,0001 <,0001 <,0001 <,0001 <,0001 <,0001 0,7866 <,0001 <,0001 <,0001 <,0001 0,6588 0,9678 <,0001 0,0028 0,0044 <,0001 0,2359 0,0003 <,0001 0,0038 0,3930 0,4132 0,0022 0,6462 <,0001 <,0001 0,6150 0,0011 0,8692 <,0001 <,0001


2. Regressie

Verzekerde

27

vrouwen,

uitsplitsing

diagnosecategorie (multinomiale logit) diagnosecode in 3 categorieën Psychische Constante klachten Inkomen < 30k Inkomen 30-37k Inkomen 37-44k Inkomen 44-54k HH inkomensfractie 0-16% HH inkomensfractie 16-24% HH inkomensfractie 24-31% HH inkomensfractie 38-47% HH inkomensfractie 47-99% HH inkomensfractie 100 % Leeftijd 25_29 Leeftijd 30_34 Leeftijd 35_39 Leeftijd 40_44 Leeftijd 45_49 Leeftijd 50_54 Leeftijd 55_59 Leeftijd 60_64 Dagen soc verzekerd 1e gen Turks/Marokkaans 2e gen Turks/Marokkaans 1e gen nietwest allochtoon 2e gen nietwest allochtoon 1e gen west allochtoon 2e gen west allochtoon Kind 0 jr in huis Kind 1-3 jr in huis Kind 4-plus in huis Landbouw visserij Energie Bouw Handel Horeca Vervoer Financiele dienstv Zakelijke dienstv Overheid Onderwijs Zorg Cultuur Rest Bedrijf 10-99 werknemers Bedrijf > 100 werknemers

Coefficient

Std. Error

Sig. Level

-2,134

,170

,000

,208 ,236 ,068 -,014 -,721 -,239 -,020 ,063 ,140 -,025 -,001 ,084 ,284 ,478 ,493 ,503 ,075 -,266 ,454 1,423 1,963 ,204 -,583 ,127 ,174 ,115 ,146 -,027 -,265 -1,156 -,272 -,234 -,215 -,218 ,006 ,014 -,554 -,136 -,139 -,250 -19,196 ,314 ,543

,087 ,067 ,066 ,064 ,091 ,081 ,076 ,074 ,075 ,098 ,104 ,107 ,109 ,111 ,109 ,111 ,141 ,319 ,098 ,122 ,371 ,127 ,411 ,109 ,092 ,093 ,072 ,057 ,225 ,552 ,221 ,089 ,142 ,126 ,116 ,086 ,112 ,096 ,079 ,125 ,000 ,079 ,072

,016 ,000 ,304 ,828 ,000 ,003 ,794 ,400 ,062 ,798 ,994 ,430 ,009 ,000 ,000 ,000 ,598 ,405 ,000 ,000 ,000 ,109 ,156 ,244 ,058 ,215 ,041 ,630 ,240 ,036 ,217 ,009 ,131 ,084 ,956 ,866 ,000 ,157 ,079 ,046 . ,000 ,000

naar

28

Bijlage 2

vervolg Bewegings Constante apparaat Inkomen < 30k Inkomen 30-37k Inkomen 37-44k Inkomen 44-54k HH inkomensfractie 0-16% HH inkomensfractie 16-24% HH inkomensfractie 24-31% HH inkomensfractie 38-47% HH inkomensfractie 47-99% HH inkomensfractie 100 % Leeftijd 25_29 Leeftijd 30_34 Leeftijd 35_39 Leeftijd 40_44 Leeftijd 45_49 Leeftijd 50_54 Leeftijd 55_59 Leeftijd 60_64 Dagen soc verzekerd 1e gen Turks/Marokkaans 2e gen Turks/Marokkaans 1e gen nietwest allochtoon 2e gen nietwest allochtoon 1e gen west allochtoon 2e gen west allochtoon Kind 0 jr in huis Kind 1-3 jr in huis Kind 4-plus in huis Landbouw visserij Energie Bouw Handel Horeca Vervoer Financiële dienstv Zakelijke dienstv Overheid Onderwijs Zorg Cultuur Rest Bedrijf 10-99 werknemers Bedrijf > 100 werknemers

-3,247

,182

,000

,822 ,733 ,548 ,326 -,112 ,182 ,056 ,009 -,114 -,307 ,162 ,372 ,530 ,833 ,973 1,138 ,947 ,345 ,874 1,354 1,545 ,129 -,401 ,028 ,218 -,418 -,256 -,174 ,232 -,858 -,362 -,162 -,141 -,061 -,385 -,145 -,858 -1,106 -,094 -,499 -18,783 ,388 ,656

,091 ,072 ,072 ,072 ,089 ,082 ,082 ,082 ,085 ,102 ,117 ,119 ,122 ,122 ,118 ,118 ,138 ,307 ,100 ,128 ,439 ,137 ,442 ,115 ,096 ,116 ,083 ,058 ,192 ,504 ,227 ,089 ,137 ,123 ,136 ,088 ,125 ,122 ,080 ,137 ,000 ,080 ,074

,000 ,000 ,000 ,000 ,207 ,026 ,490 ,908 ,180 ,003 ,167 ,002 ,000 ,000 ,000 ,000 ,000 ,260 ,000 ,000 ,000 ,348 ,364 ,810 ,023 ,000 ,002 ,003 ,227 ,088 ,111 ,068 ,304 ,621 ,005 ,100 ,000 ,000 ,238 ,000 . ,000 ,000


29

vervolg Overig

Constante Inkomen < 30k Inkomen 30-37k Inkomen 37-44k Inkomen 44-54k HH inkomensfractie 0-16% HH inkomensfractie 16-24% HH inkomensfractie 24-31% HH inkomensfractie 38-47% HH inkomensfractie 47-99% HH inkomensfractie 100 % Leeftijd 25_29 Leeftijd 30_34 Leeftijd 35_39 Leeftijd 40_44 Leeftijd 45_49 Leeftijd 50_54 Leeftijd 55_59 Leeftijd 60_64 Dagen soc verzekerd 1e gen Turks/Marokkaans 2e gen Turks/Marokkaans 1e gen nietwest allochtoon 2e gen nietwest allochtoon 1e gen west allochtoon 2e gen west allochtoon Kind 0 jr in huis Kind 1-3 jr in huis Kind 4-plus in huis Landbouw visserij Energie Bouw Handel Horeca Vervoer Financiële dienstv Zakelijke dienstv Overheid Onderwijs Zorg Cultuur Rest Bedrijf 10-99 werknemers Bedrijf > 100 werknemers

-2,752 ,505 ,355 ,297 ,124 -,400 ,012 -,074 -,040 -,094 -,298 ,218 ,374 ,478 ,694 ,846 1,003 1,022 ,462 ,585 1,359 1,828 ,414 -,107 -,142 ,228 ,098 -,062 -,264 -,243 -,878 -,543 -,087 -,198 -,034 -,241 ,106 -,197 ,141 ,121 -,187 -18,633 ,170 ,499

,181 ,089 ,070 ,068 ,067 ,090 ,081 ,080 ,078 ,080 ,101 ,116 ,118 ,121 ,123 ,119 ,119 ,136 ,287 ,099 ,131 ,404 ,126 ,371 ,124 ,093 ,096 ,077 ,059 ,245 ,550 ,266 ,096 ,153 ,132 ,139 ,093 ,115 ,102 ,085 ,136 ,000 ,081 ,074

,000 ,000 ,000 ,000 ,067 ,000 ,883 ,353 ,611 ,240 ,003 ,061 ,002 ,000 ,000 ,000 ,000 ,000 ,108 ,000 ,000 ,000 ,001 ,772 ,250 ,015 ,308 ,420 ,000 ,321 ,111 ,041 ,361 ,196 ,795 ,082 ,253 ,086 ,165 ,156 ,169 . ,036 ,000

30

Bijlage 2

3. Regressie Verzekerde mannen met partners (binomiale logit) Variabele

coefficient

Constante Inkomen < 30k Inkomen 30-37k Inkomen 37-44k Inkomen 44-54k HH loon fractie 16-24% HH loon fractie 24-31% HH loon fractie 31-38% HH loon fractie 38-47% HH loon fractie 47-99% HH loon fractie 100% Leeftijd 25_29 Leeftijd 30_34 Leeftijd 35_39 Leeftijd 40_44 Leeftijd 45_49 Leeftijd 50_54 Leeftijd 55_59 Leeftijd 60_64 Dagen Soc Verzekerd 1e gen Turks/Marok 2e gen Turks/Marok 1e gen nietwest alloch 2e gen nietwest alloch 1e gen west alloch 2e gen west alloch kind 0 jr in huis kind 1-3jr in huis kind 4-plus in huis Landbouw Visserij Energie Bouw Handel Horeca Vervoer Financiële dienstv Zakelijke dienstv Overheid Onderwys Zorg Cultuur rest bedrf 10-99 werknmrs bedrf > 100 werknmrs

-3,0236 0,9483 0,7789 0,4874 0,2983 0,0528 0,2086 0,3441 0,3211 0,1220 -0,0582 0,1602 0,5464 0,8660 1,1056 1,4150 1,6351 1,5370 1,0998 0,6417 1,2203 0,9147 0,2439 -0,4661 0,1809 0,0742 -0,2072 -0,1870 -0,1231 0,0910 -0,6951 0,1611 -0,0958 -0,1303 0,0309 0,0237 -0,0527 -0,4193 -0,0130 -0,0486 -0,0628 -8,6357 0,1485 0,2081

standard error 0,1485 0,0324 0,0283 0,0305 0,0308 0,1610 0,1478 0,1349 0,1210 0,1133 0,1134 0,0938 0,0915 0,0912 0,0914 0,0909 0,0903 0,0919 0,1097 0,0584 0,0479 0,2525 0,0533 0,2226 0,0475 0,0370 0,0436 0,0317 0,0215 0,0644 0,0923 0,0302 0,0293 0,0789 0,0322 0,0458 0,0304 0,0333 0,0374 0,0418 0,0548 73,0014 0,0297 0,0291

sign level <,0001 <,0001 <,0001 <,0001 <,0001 0,7430 0,1581 0,0107 0,0080 0,2816 0,6081 0,0878 <,0001 <,0001 <,0001 <,0001 <,0001 <,0001 <,0001 <,0001 <,0001 0,0003 <,0001 0,0362 0,0001 0,0448 <,0001 <,0001 <,0001 0,1577 <,0001 <,0001 0,0011 0,0988 0,3382 0,6042 0,0831 <,0001 0,7272 0,2450 0,2512 0,9058 <,0001 <,0001

Stichting voor Economisch Onderzoek der Universiteit van Amsterdam Roetersstraat 29, 1018 WB Amsterdam Telefoon 020 525 16 30, Telefax 020 525 16 86 E-mail: [email protected], www.seo.nl

Lijden vrouwen aan de hypotheekziekte?

Recommend Documents