Urenuitbreiding van vrouwen met een werkloze partner

ARTIKELEN

Urenuitbreiding van vrouwen met een werkloze partner Edith Josten* Mannen hebben in de crisis vaker hun baan verloren dan vrouwen. Volgens sommigen kan dat een emancipatoire werking hebben: zij verwachten dat vrouwen met een werkloze partner hun arbeidsduur gaan vergroten om de inkomensterugval te verminderen. Dit onderzoek toetst deze veronderstelling met behulp van enquêtegegevens uit 2003 en 2005 (de internetrecessie). De gegevens komen van werkneemsters uit zorg en welzijn. 230 daarvan hadden een werkloze partner, 7.189 een werkende. Van een deel van de vrouwen met een werkloze partner, 91, is bekend dat de partner twee jaar terug nog werkte. Vrouwen met een werkloze partner bleken gemiddeld 1 à 2 uur per week méér te werken dan vrouwen met een werkende partner. Dat was niet het gevolg van urenuitbreiding; de gemiddelde arbeidsduur van vrouwen met een werkloze partner was de voorgaande twee jaar niet gestegen, ook niet als hun partner toen zijn werk was kwijtgeraakt. Toch was er een gering effect. Ten eerste hadden vrouwen met een werkloze partner hun arbeidsduur, gemiddeld genomen, niet verminderd, wat vrouwen met een werkende partner wel licht hadden gedaan (-0,5 uur korter). Ten tweede hadden zij wat vaker een niet vervulde wens tot arbeidsduurverlenging dan vrouwen met een werkende partner. Inleiding De economische neergang heeft vooral typische mannensectoren hard getroffen, zoals de industrie, het transport en de bouw. De werkloosheid onder mannen is daardoor flink gestegen; sterker dan die onder vrouwen (CBS, 2012a). Aangezien mannen meestal hoofdkostwinner zijn, daalt het huishoudensinkomen vaak flink als zij hun baan kwijtraken. Bij baanverlies van de hoofdkostwinner is de teruggang meestal zo’n 16 tot 24% netto, aannemende dat de hoofdkostwinner WW krijgt (Soede et al., 2009). Om een voorbeeld te geven: bij een besteedbaar huishoudensinkomen van € 2.800 per maand, is dat zo’n € 450 tot € 670 minder. Als de hoofdkostwinner geen WW ontvangt, is de afname zelfs nog groter. De teruggang in huishoudensinkomen is deels op te vangen door de eventuele partner van een werkloze man. Als zij geen werk had, kan zij wel gaan werken. Als zij een parttime baan had, kan zij meer uren gaan werken. Dit wordt wel het added worker effect genoemd. *

Edith Josten is werkzaam bij het Sociaal en Cultureel Planbureau, e-mailadres: [email protected].

Tijdschrift voor Arbeidsvraagstukken 2013 (29) 1

47

Edith Josten

De kans dat een niet-werkende partner een baan vindt, is echter niet zo groot als het economisch slecht gaat, zeker als de partner geen recente werkervaring heeft. Het meeste, internationale onderzoek laat dan ook zien dat de arbeidsdeelname van vrouwen met een werkloos geworden partner slechts licht stijgt (Verenigde Staten: Lundberg, 1985; Maloney, 1990; Spletzer, 1997; Stephens, 2001; Juhn & Potter, 2007; Duitsland en Groot-Brittannië: McGinnity, 2002). Uitbreiding van de arbeidsduur is in vergelijking daarmee iets gemakkelijker te realiseren, zo blijkt uit Australisch onderzoek (Gong, 2010). Dat lijkt logisch: iemand die werkt, heeft immers per definitie recente werkervaring en contacten bij een bedrijf. Helaas is in het betreffende onderzoek niet vermeld hoe groot de urenuitbreiding gemiddeld was. Mogelijkheden en obstakels voor urenuitbreiding Nederlandse vrouwen kunnen hun arbeidsduur in principe vaak uitbreiden als hun partner werkloos wordt, want veel van deze vrouwen werken in deeltijd. In 2012 had 61% van de werkende mannen die samenwonen of getrouwd zijn, een vrouw met een deeltijdbaan. Slechts 18% had een vrouw met een voltijdbaan (CBS, 2012b). In andere Europese landen wordt veel minder in deeltijd gewerkt, maar ligt de arbeidsdeelname van vrouwen, de Scandinavische landen en Zwitserland daargelaten, duidelijk lager (Keuzenkamp & Steenvoorden, 2008). Het percentage deeltijders onder Nederlandse vrouwen is de afgelopen decennia flink gegroeid naar het huidige, hoge niveau. Vooral vanaf eind jaren tachtig, begin jaren negentig nam het duidelijk toe (Allaart et al., 1991, 1993; CBS, 2012c; Delsen, 1991; Merens, 2008). Vrouwen met een partner gingen toen in toenemende mate werken, maar dan meestal wel in deeltijd om werk en de zorg voor huishouden en kinderen goed te kunnen combineren. Ook als de kinderen ouder worden of het huis uit gaan, blijven deze vrouwen vaak parttime werken (Portegijs & Keuzenkamp, 2008). De groei van het deeltijdwerk onder vrouwen zet zich nog steeds voort, zij het de laatste jaren wel iets minder sterk (CBS, 2012a; Mars et al., 2012). Veel vrouwen met een deeltijdbaan, 23%, werken in zorg en welzijn (bron: eigen bewerking Enquête beroepsbevolking 2008). In deze sector bleef de werkgelegenheid het afgelopen decennium groeien, en hebben werkgevers dus waarschijnlijk meer mogelijkheden voor urenuitbreiding (zie ook Josten & Jehoel-Gijsbers, 2009). Sommigen hopen daarom dat vrouwen met een partner die werkloos is of dreigt te worden, hun arbeidsduur zullen uitbreiden en dat die uitbreiding blijvend zal zijn (bijvoorbeeld voorzitter taskforce Deeltijd Plus Pia Dijkstra in De Pers, 2009). De economische crisis zou zo, hoe cynisch het ook klinkt, een bijdrage kunnen leveren aan het overheidsstreven de arbeidsduur van vrouwen te vergroten. Het kan hun deelname meer richting Scandinavisch niveau − veel werkende vrouwen én een beperkt percentage parttimers − brengen. De overheid vindt een grotere arbeidsduur van vrouwen wenselijk om de betaalbaarheid van de verzorgingsstaat te vergroten en eventuele personeelstekorten als gevolg van de vergrijzing op te vangen. Het is echter de vraag of Nederlandse vrouwen met een werkloze partner hun uren inderdaad vaak uitbreiden. Eerder Nederlands onderzoek (Verbakel, 2010)

48


Urenuitbreiding van vrouwen met een werkloze partner

geeft hier geen aanwijzingen voor. In dat onderzoek bleken vrouwen met een niet-werkende partner − dat kon zijn een werkloze, arbeidsongeschikte of anderszins niet-werkende partner − hun arbeidsduur niet vaker te vergroten dan vrouwen van wie de partner wel werkte. Wel verkleinden deze vrouwen hun arbeidsduur minder vaak. Als het onderzoek wordt beperkt tot vrouwen met een werkloze partner, zoals hier, zijn de effecten wellicht nog kleiner, omdat de werkloosheid vaak kort duurt. Een groot deel van de mannen die net werkloos zijn geworden, vindt binnen zes maanden een nieuwe baan. Het afgelopen decennium lukte dat zo’n 42 tot 58% (CBS, 2012d). De financiële noodzaak van urenuitbreiding is dan beperkt. Een obstakel voor urenuitbreiding is mogelijk dat ruim de helft, 55% (Portegijs, 2008), van de in deeltijd werkende vrouwen minderjarige kinderen heeft. In huishoudens met kinderen zijn de taken meestal verdeeld volgens een vast patroon. Hij werkt fulltime en brengt het meeste inkomen in. Zij werkt parttime en neemt het grootste deel van de zorg voor huishouden en kinderen op zich (Cloïn & Souren, 2011). Deze taakverdeling ontstaat in het algemeen na de geboorte van het eerste kind. De verdeling van betaald werk wordt van tevoren door beide partners besproken, de verdeling van huishoudelijk werk ontstaat min of meer vanzelf (Wiesmann et al., 2008). Daarna verandert de taakverdeling weinig meer. Een klein deel van de vrouwen gaat na de geboorte van een tweede of volgend kind nog iets korter werken, en een eveneens klein deel breidt de arbeidsduur wat uit als de kinderen groter worden. Mannen blijven in het algemeen fulltime werken (Mol, 2008). Er zijn verschillende verklaringen voor deze vaste taakverdeling (Coltrane & Shih, 2010; Künzler et al., 2001). Economische theorieën gaan ervan uit zij is ingegeven door rationele overwegingen (Wiesmann et al., 2008). Volgens de ‘New home Economics’ (Becker, 1993) is het voor het huishouden het voordeligst als het ene lid van een koppel zich specialiseert in betaald werk, en het andere in huishoudelijk werk. Aangezien mannen meestal meer verdienen en vrouwen degenen zijn die kinderen krijgen, zal hij zich vooral richten op betaald werk en zij zich op huishouden en kinderen. De toegenomen arbeidsdeelname − in deeltijd − van vrouwen met kinderen kan eveneens uit zulke rationele overwegingen worden verklaard. Betaald werk levert vrouwen meer op dan vroeger door hun gestegen opleidingsniveau (Cörvers & Vendrik, 2005). Tegelijkertijd is het aanschaffen in plaats van zelf maken van bepaalde huishoudelijke producten (bijvoorbeeld kleding, voorbereid voedsel) goedkoper geworden ten opzichte van het uurloon van vrouwen (Gwozdz, 2008; Tijdens, 2006). Het is voor veel huishoudens daardoor lucratiever als de vrouw deels werkt. Sociologische theorieën benadrukken het belang van individuele voorkeuren en sociale normen bij het ontstaan van de taakverdeling tussen mannen en vrouwen (Verbakel, 2010). De meeste vrouwen vinden arbeid en zorg combineren belangrijker dan het maken van carrière. Mannen, daarentegen, zijn meestal meer gericht op werk. Dit verschil zou ontstaan uit vrije keuze (Hakim, 2000) of onder invloed van de gangbare opvattingen in de maatschappij (Parsons & Bales, 1955;


49

Edith Josten

Vendrik, 1994). Door deze verschillen in opvatting zouden vooral vrouwen na de geboorte van het eerste kind minder gaan werken. De groei van deeltijdwerk onder vrouwen met kinderen kan volgens sociologische theorieën uit een aantal factoren worden verklaard (Cloïn, 2010). Ten eerste is het combineren van zorgtaken met betaalde arbeid gemakkelijker geworden doordat de faciliteiten hiervoor zijn verbeterd (bijvoorbeeld meer kinderopvang). Ten tweede zijn de sociale normen veranderd; tegenwoordig is betaald werk door vrouwen met kinderen vrij algemeen geaccepteerd, zolang het om deeltijdwerk gaat (Cloïn & Souren, 2011). Op grond van voornoemde theorieën is niet zo snel een uitbreiding van de arbeidsduur van vrouwen met een werkloze partner te verwachten als er minderjarige kinderen in het huishouden zijn. Vanwege de specialisatie van de man in betaald werk en de vrouw in zorgtaken, kan het financieel verstandiger zijn als hij zich in eerste instantie vooral richt op het vinden van nieuw werk en zij het meeste voor de kinderen blijft zorgen. Zijn potentiële verdiencapaciteit zal in het algemeen groter zijn. Pas als de werkloosheid langer duurt, kan het gunstiger worden de rollen deels of geheel om te draaien. Bovendien veranderen de voorkeuren van man en vrouw ten aanzien van hun taakverdeling niet zo snel. Zie bijvoorbeeld de uitspraak van een werkende moeder in een damesblad: ‘Als het bedrijf van mijn man minder zou gaan lopen, zou ik eerder financieel een stap terugdoen dan meer gaan werken. Ik vind het ook belangrijk om bij de kinderen te zijn’ (Libelle, 2011). Tot slot is er nog een praktische belemmering voor urenuitbreiding: de opvang van de kinderen kan in de knel komen als de vrouw haar uren wel vergroot en de man daarna alsnog een (voltijds) baan vindt. Dit kan vooral vrouwen met kleine kinderen weerhouden van urenuitbreiding. Doel van het onderzoek Het doel van dit onderzoek is om meer inzicht te krijgen in de mate van urenuitbreiding van Nederlandse vrouwen bij werkloosheid van hun partner. Daar is tot nu toe weinig over bekend. De onderzoeksvraag luidt: In hoeverre vergroten vrouwen hun arbeidsduur als hun partner werkloos wordt? Op grond van de hiervoor genoemde theoretische overwegingen en de resultaten van het onderzoek van Verbakel (2010) is de verwachting dat de mate van urenuitbreiding beperkt zal zijn. Methode Gegevens afkomstig uit de internetrecessie De mate van urenuitbreiding is onderzocht aan de hand van gegevens uit de internetrecessie. Die begon in 2001/2002 en de piek in werkloosheid lag begin 2005. Er zijn gegevens uit de internetrecessie gebruikt, omdat er een geschikte dataset is over die periode en deze recessie betrekkelijk kort geleden is. De gegevens in kwestie zijn afkomstig uit een groot tweejaarlijks vragenlijstonderzoek onder verpleegkundigen, verzorgenden en agogisch werkenden met een

50



baan in zorg of welzijn (93% van de respondenten), en voormalig verpleegkundigen, verzorgenden en agogisch werkenden die inmiddels ander werk hebben in zorg en welzijn (7% van de respondenten). Het onderzoek had tot doel de werksituatie van deze groep te monitoren. Het was opgezet als panelonderzoek; aan de deelnemers werd bij de daaropvolgende meting gevraagd opnieuw mee te werken. Tevens werden bij iedere meting nieuwe respondenten aangezocht om uitval van panelrespondenten op te vangen en ervoor te zorgen dat starters in zorg en welzijn ook vertegenwoordigd zijn. Het onderzoek is uitgevoerd in oktober 1998, oktober 2000, januari 2003 en januari 2005. Hier zijn de gegevens uit 2003 en 2005 gebruikt. Alleen de gegevens van vrouwelijke respondenten zijn gebruikt. Meer informatie over het onderzoek, dat bekendstond onder de naam OSA Arbeidsaanbodpanel zorg en welzijn, is te vinden in Bekker et al. (2004). Voor- en nadelen van de gebruikte dataset De personen in de door ons gebruikte dataset vormen een selecte en vrij homogene groep: ze hadden allen een baan in de sector zorg en welzijn, en werkten bijna allen als verpleegkundige, verzorgende of agogisch werkende. Dit beperkt de generaliseerbaarheid van onze resultaten. Aan de andere kant is die homogeniteit ook een voordeel. Er zijn daardoor minder verschillen in niet-waargenomen kenmerken tussen vrouwen met een werkloze en een werkende partner, die ook invloed hebben op de mate van arbeidsduurvergroting. Denk bijvoorbeeld aan zaken zoals persoonlijkheidskenmerken en werkmotivatie. Een eventueel added worker effect zal in een homogene groep daardoor eerder zichtbaar zijn. Het risico van een homogene groep is wel dat de partners zelf ook een selecte groep vormen, met een vergelijkbare achtergrond als de respondenten. Mensen kiezen immers vaak voor een partner uit hetzelfde milieu (homogamie), omdat zij een voorkeur hebben voor iemand die op hen lijkt en de kans op ontmoeting van iemand uit hetzelfde milieu groter is. Zo kent bijna een kwart van de stellen elkaar van de school/studie of uit het werk (zie bijvoorbeeld Kalmijn & Flap, 2001). De mogelijkheid bestaat daarom dat veel van de partners ook een zorgen welzijnsachtergrond hebben. Als dat inderdaad zo is, dan is de noodzaak van urenuitbreiding in onze onderzoeksgroep beperkter dan gemiddeld. De partners zoeken dan immers vaak werk in een groeisector (zorg en welzijn), wat de kans op spoedig succes vergroot. Het gebruikte databestand bevat geen informatie over de opleidingsrichting van de partner of diens vroegere bedrijfssector. Analyses op de Enquête Beroepsbevolking van het CBS (jaargang 2006) laten echter zien dat de partners van werkneemsters in zorg en welzijn uiteenlopende achtergronden hebben: zo is 18% van de werkende partners actief in de industrie, 15% in de financiële of zakelijke dienstverlening, 12% in handel, horeca, reparatie, 11% in zorg en welzijn, 11% in de bouw, et cetera. Het is daarom niet waarschijnlijk dat de partners van onze respondenten vooral een zorgen welzijnsachtergrond hebben. Analyse-eenheden zijn waarnemingen, niet respondenten Het databestand is als volgt gebruiksklaar gemaakt voor analyses. De gegevens uit meting 2003 en 2005 zijn samengevoegd, oftewel gepoold. De analyse-eenheden


51

Edith Josten

in dit onderzoek zijn waarnemingen in plaats van respondenten. Respondenten die zowel in 2003 als 2005 hebben meegedaan, leveren ieder twee waarnemingen aan, één uit 2003 en één uit 2005. Respondenten die in een van beide jaren hebben deelgenomen, leveren ieder één waarneming aan. Zowel waarnemingen van panel- als van nieuwe respondenten zijn gebruikt. Er zijn alleen waarnemingen geselecteerd van vrouwen die aan de twee volgende voorwaarden voldeden: 1. Zij werkten twee jaar vóór de enquête ook in zorg en welzijn. Dit is vastgesteld met behulp van de vraag: ‘Bij wat voor soort instelling of bedrijf werkte u twee jaar geleden?’ 2. Zij voerden op het moment van enquêtering een gezamenlijke huishouding met een werkende of werkzoekende partner. Dit is vastgesteld met behulp van de vragen: ‘Bent u samenwonend met een partner? (dit heeft betrekking op zowel gehuwd als ongehuwd samenwonen)’ en ‘Wat is de arbeidsmarktpositie van uw partner op dit moment?’ Vrouwen met een werkende partner dienen in dit onderzoek als vergelijkingsmateriaal. Wijze van vaststellen van arbeidsduurvergroting In de vragenlijst is gevraagd naar zowel de huidige contractomvang, als naar die van twee jaar terug. Hierdoor is het mogelijk om na te gaan of vrouwen met een werkloze partner hun arbeidsduur de voorgaande twee jaar méér hebben verlengd dan vrouwen met een werkende partner. Een deel van de respondenten heeft wellicht een (nog) onvervulde wens tot arbeidsduurverlenging. Dat is vastgesteld door het verschil te berekenen tussen de huidige arbeidsduur en de gewenste. De gewenste arbeidsduur is in de enquête als volgt geïnventariseerd: ‘Stel dat u zelf de omvang van uw contract zou mogen bepalen. Hoeveel uren zou u dan per week in uw huidige werkkring willen werken? Veronderstel daarbij dat uw uurloon gelijk blijft en anderen binnen uw huishouden niet meer of minder gaan werken.’ Helaas is niet gevraagd sinds wanneer de partner werkloos is. Een deel van de partners zal al meer dan twee jaar zonder werk zijn. Als hun vrouwen hun arbeidsduur hebben verlengd vlak na het ontstaan van de werkloosheid, dan ontbreekt die verlenging in onze gegevens. Vermoedelijk geeft dat slechts een kleine vertekening, want het merendeel van de mannen in Nederland die op een bepaalde datum werkloos is, is nog geen twee jaar op zoek naar werk. In 2003 ging dat op voor 86% van de werkloze mannen, in 2005 voor 79% (CBS, 2011c). In onze onderzoeksgroep zal dat waarschijnlijk niet veel anders zijn. Van de paneldeelnemers is wel bekend of hun partner langer dan twee jaar werkloos is. Zij hebben bij de meting ervoor, twee jaar terug, namelijk ook de arbeidsmarktpositie van de partner opgegeven. Helaas is het aantal waarnemingen te klein om de analyses alleen op panelrespondenten te doen. Daarom worden alle analyses twee keer gedaan. Eerst worden de verschillen tussen vrouwen met een werkende en werkloze partner onderzocht voor de totale groep respondenten. Daarna wordt deze vergelijking herhaald onder panelrespondenten van wie de partner twee jaar terug werkte. Door de uitkomsten van beide

52



analyses met elkaar te vergelijken wordt duidelijk in hoeverre de aanwezigheid van langdurig werkloze partners de resultaten vertekent. Het aantal bruikbare waarnemingen is 7.419 voor de totale groep respondenten, waarvan 7.189 met een werkende partner en 230 met een werkzoekende partner. Daaronder zijn 3.964 waarnemingen van panelrespondenten met een partner die twee jaar terug werkte. Bij 3.873 van hen werkte de partner op de enquêtedatum nog steeds, bij 91 was de partner werkloos geraakt. Er zijn vrijwel geen verschillen tussen vrouwen met een werkende en een werkloze partner in het percentage met een vast dienstverband (zie tabel 1). Er zijn matige tot flinke verschillen wat betreft de verdeling naar leeftijdsklasse, opleidingsniveau, de aanwezigheid van thuiswonende kinderen, het aandeel allochtonen, het wel of niet hebben van een leidinggevende functie en het jaar van deelname aan de vragenlijst (2003 of 2005). Regressieanalyses met correctie voor dubbele waarnemingen Er zijn zes regressieanalyses uitgevoerd, drie op de totale groep respondenten en drie dezelfde analyses op de groep panelrespondenten. Eerst is voor beide groepen getoetst of de huidige arbeidsduur van vrouwen met een werkende en een werkloze partner verschilt. Vervolgens is getoetst of vrouwen met een werkende en een werkloze partner verschillen in de gemiddelde verandering van contractduur in de voorgaande twee jaar. Tot slot is nagegaan of er een verschil is tussen vrouwen met een werkende en een werkloze partner in de nog gewenste urenverandering. Leeftijdsklasse, opleidingsniveau, aanwezigheid kinderen, herkomst (autochtoon versus allochtoon), leidinggevende functie en jaar van deelname zijn in de analyses opgenomen als controlevariabele om te corrigeren voor het feit dat vrouwen met een werkende en werkloze partner op deze aspecten van elkaar verschilden. Om de interpretatie van de controlevariabelen te vergemakkelijken zijn voor elk van deze variabelen referentiecategorieën gekozen met weinig of geen verandering in feitelijke en gewenste arbeidsduur. Bij de analyses op de panelrespondenten wordt ook gerapporteerd of verschillen significant zijn op 10%-niveau, vanwege het kleine aantal vrouwen met een werkloze partner in deze groep (91). Zoals eerder aangegeven heeft een deel van de respondenten, 32% om precies te zijn, zowel in 2003 als in 2005 aan het onderzoek meegedaan. Zij komen dus twee keer voor in de dataset. Daarom zijn robuuste standaardfouten geschat, met correctie voor het feit dat een deel van de waarnemingen niet onafhankelijk van elkaar is, maar geclusterd is op het niveau van de individuele respondent. Zonder zo’n correctie worden de standaardfouten onderschat en daarmee de significantieniveaus overschat. Resultaten De resultaten van de analyses staan in tabel 2, 3 en 4. Tabel 2 geeft de beschrijvende statistieken: de gemiddelde arbeidsduur op het moment van enquêteren, de gemiddelde verandering in arbeidsduur in de voorgaande twee jaar en de


53

Edith Josten

Tabel 1

Verdeling van de respondenten naar achtergrondkenmerken (in %) Totale groep respondenten

Panelrespondenten, partner werkte wel twee jaar terug

partner partner werkend werkloos (N = 7.189) (N = 230)

partner werkend (N = 3.873)

partner werkloos (N = 91)

tot 35 jaar

38

36

27

29

35 tot 50 jaar

47

41

53

44

50 jaar of ouder

15

23

20

27

vmbo of lager

6

7

7

8

havo, vwo, mbo

60

53

60

45

hbo of hoger

35

40

33

47

geen

44

53

40

51

wel, oudste kind ≤ 2 jaar

8

7

7

7

wel, oudste kind > 2 jaar

48

40

53

43

6

15

6

12

uitvoerend

82

86

81

89

uitvoerende én leidinggevende taken

15

12

15

9

uitsluitend leidinggevende taken

3

2

4

2

97

97

97

Leeftijdsklasse

Opleidingsniveau

Thuiswonende kinderen

Herkomst allochtoon (westers of nietwesters) Type functie

Type dienstverband vast 97 (inclusief tijdelijk met uitzicht op vast) Jaar van invullen enquête 2003

41

29

44

30

2005

59

71

56

70

gemiddeld nog gewenste verandering naar arbeidsmarktpositie van de partner. Tevens is vermeld of er sprake is van een ‘echte’ verandering, dat wil zeggen of de feitelijke en gewenste verandering significant van nul verschillen. Tabel 3 en 4 tonen de resultaten van de regressieanalyses. Deze geven antwoord op de vraag of vrouwen met een werkloze partner hun arbeidsduur méér hebben uitgebreid of méér willen uitbreiden dan vrouwen met een werkende partner. Dit is de toets van het added worker effect.

54



Tabel 2

Gemiddelde arbeidsduur per week en gemiddelde verandering in arbeidsduur, naar de arbeidsmarktpositie van de partner (standaarddeviaties tussen haakjes)a Huidige arbeidsduur

Verandering in arbeidsduur in voorgaande twee jaar

Nog gewenste verandering in arbeidsduur

partner werkend

23,2 (8,0)

-0,5** (5,0)

-0,4** (4,8)

partner werkloos

25,5 (7,8)

+0,3 (5,6)

-0,2 (6,6)

partner werkend

22,4 (7,8)

-0,4** (4,6)

-0,4** (4,6)

partner werkloos

24,4 (8,0)

-0,1 (6,4)

+0,2 (6,0)

Totale groep respondenten

Panelrespondenten, partner werkte twee jaar terug

a

Een klein deel van de vrouwen (3%) heeft de vraag naar de gewenste arbeidsduur niet beantwoord. Het aantal waarnemingen is bij dit aspect daarom iets kleiner.

De analyses leverden vergelijkbare resultaten op voor de totale groep en de panelrespondenten. Het verschil tussen vrouwen met een werkende en een werkloze partner had in beide groepen telkens dezelfde richting. Wel verschilde de grootte van het effect soms. De verschillen waren echter beperkt. Het meerekenen van vrouwen met langdurig werkloze partners in de totale groep leverde zo te zien dus maar weinig vertekening op. Vermoedelijk kwam dat doordat het percentage met een langdurig werkloze partner beperkt zal zijn geweest. Ook de controlevariabelen (leeftijd, opleiding, etc.) kregen in beide toetsen meestal vergelijkbare coëfficiënten. Vrouwen met een werkloze partner bleken gemiddeld twee uur per week méér te werken dan vrouwen met een werkende partner (zie tabel 2). Na correctie voor verschillen in controlevariabelen resteerde een grotere arbeidsduur van ongeveer één tot twee uur per week. Dit − betrekkelijk kleine − verschil was significant in de totale groep respondenten. Bij de panelrespondenten was het niet significant op 5%-niveau, maar wel op 10%-niveau (p = ,08). De grotere arbeidsduur was niet of nauwelijks het gevolg van urenuitbreiding tijdens de werkloosheid van de partner. De gemiddelde contractomvang van vrouwen met een werkloze partner was de voorgaande twee jaar niet significant veranderd, noch in de totale groep respondenten, noch onder de panelrespondenten (zie tabel 2). Ook was zij niet, of ten minste niet aantoonbaar, het gevolg van het al op voorhand, dus voorafgaand aan de werkloosheid, hebben van een grotere arbeidsduur. Weliswaar werkten vrouwen met een werkloze partner twee jaar


55

Edith Josten

voor de enquêtedatum al 1,5 tot 2 uur méér per week, maar na correctie voor verschillen in controlevariabelen resteerde daarvan maar één uur (analyses niet in de tabellen). Dit verschil was niet significant op 5%-niveau voor de totale groep (p = ,07), en niet op 10%-niveau voor de panelrespondenten (p = ,19). Toch had de werkloosheid van de partner wel enig effect. Dat bestond eruit dat vrouwen met een werkende partner hun arbeidsduur, gemiddeld genomen, niet hadden verminderd. Vrouwen met een werkende partner hadden dat wel licht gedaan; zij waren in de voorgaande twee jaar gemiddeld 0,4 tot 0,5 uur minder per week gaan werken. Dit verschil in ontwikkeling was klein, maar significant voor de totale groep respondenten (zie tabel 3). Bij de panelrespondenten was het niet significant (zie tabel 4). Het ontbreken van urenvermindering onder vrouwen met een werkloze partner is in overeenstemming met de uitkomsten van het onderzoek van Verbakel (2010). Ook als vrouwen met een werkloze partner allemaal hun gewenste arbeidsduur hadden gekregen, zou hun gemiddelde contractomvang vrijwel constant zijn gebleven (zie tabel 2). Onder vrouwen met een werkende partner zou de arbeidsduur dan nog iets verder zijn gekrompen, met gemiddeld -0,4 uur per week. Dit verschil in ontwikkeling was echter niet significant. Nadere analyses laten toch enig verschil in arbeidsduurwensen zien. Vrouwen met een werkloze partner wilden significant vaker hun arbeidsduur met ten minste één uur per week verlengen dan vrouwen met een werkende partner: 26 tot 28% had deze wens tegen 19% (p < ,01 voor totale groep; p = ,05 voor panelrespondenten). Dat de gemiddelde urenuitbreiding van vrouwen met een werkloze partner desondanks bijna gelijk was aan nul bij vervulling van alle wensen, kwam doordat een vrijwel even groot deel van hen, 23 tot 26%, minder uren wilde werken. Van de vrouwen met een werkende partner wilde 22 tot 23% korter werken. Al met al had werkloosheid van de partner dus maar een zeer gering effect op de arbeidsduur van de vrouwen in onze onderzoeksgroep. Het effect was nog kleiner dan wij verwacht hadden. Waarschijnlijk ligt het geringe effect onder meer aan de verwachte tijdelijkheid van de situatie en aan het feit dat het regelen van arbeidsduurverlenging tijd kost. Verder zal uitbreiding bij sommige werkgevers niet gemakkelijk te realiseren zijn. Als de werkloosheid langer duurde, leken vrouwen hun arbeidsduur wel te verlengen. Van een klein aantal respondenten, 22, is bekend dat hun partner twee jaar voor de enquêtedatum ook al werkloos was. Deze vrouwen hadden hun arbeidsduur in de twee jaren voorafgaand aan de enquête wel uitgebreid, met gemiddeld 1,4 uur per week. Zij wensten een nog verdere verlenging met 2,5 uur. Het lijkt er dus op dat vrouwen bij langdurende inkomensterugval vaak wel extra inkomen proberen te verkrijgen.

56



Tabel 3

Verschillen in arbeidsduur per week tussen vrouwen met een werkloze en een werkende partner: resultaten regressieanalyses totale groep (ongestandaardiseerde regressiecoëfficiënten; standaardfouten tussen haakjes) Huidige arbeids- Verandering in duur afgelopen twee jaar

Nog gewenste verandering

+1,8 (0,5)

**

+0,8 (0,4)

*

+0,4 (0,5)

+2,1 (0,2)

**

-0,6 (0,1)

**

-0,6 (0,1)

**

-2,5 (0,3)

**

-0,3 (0,1)

-0,8 (0,2)

**

havo, vwo, mbo

+1,4 (0,4)

**

-0,3 (0,2)

-0,4 (0,3)

hbo of hoger

+4,7 (0,4)

**

+0,1 (0,3)

-0,7 (0,3)

geen

+6,6 (0,2)

**

0,0 (0,1)

-0,2 (0,1)


+1,6 (0,3)

**

-6,2 (0,3)

+2,3 (0,4)

**

+0,3 (0,2)


+1,7 (0,3)

**

+0,6 (0,1)

**

-0,2 (0,2)


+6,0 (0,4)

**

+0,6 (0,3)

*

-0,8 (0,3)

-0,6 (0,1)

**

0,0 (0,1)

Arbeidsmarktpositie partner werkend (ref.) werkloos Controlevariabelen Leeftijdsklasse tot 35 jaar 35 tot 50 jaar (ref.) 50 jaar of ouder Opleidingsniveau vmbo of lager (ref.)

*


**

-2,2 (0,2)

**

-0,9 (0,3)

**

wel, oudste kind > 2 jaar (ref.) Herkomst autochtoon (ref.) westers of niet-westers allochtoon Type functie uitvoerende taken (ref.)

**

Jaar van invullen enquête 2003 (ref.) 2005

-0,2 (0,1)

p < ,10; * p < ,05; ** p < ,01 Tijdschrift voor Arbeidsvraagstukken 2013 (29) 1

57

Edith Josten

Tabel 4

Verschillen in arbeidsduur per week tussen vrouwen met een werkloze en een werkende partner: resultaten regressieanalyses panelrespondenten (ongestandaardiseerde regressiecoëfficiënten; standaardfouten tussen haakjes) Huidige arbeids- Verandering in duur afgelopen twee jaar

Nog gewenste verandering

+1,2 (0,7)

#

+0,2 (0,6)

+0,9 (0,6)

+1,6 (0,3)

**

-0,9 (0,2)

-2,1 (0,4)

**

havo, vwo, mbo

+1,2 (0,5)

hbo of hoger

Arbeidsmarktpositie partner werkend (ref.) werkloos Controlevariabelen Leeftijdsklasse tot 35 jaar

**

-1,0 (0,2)

**

-0,1 (0,2)

-0,6 (0,2)

**

*

-0,3 (0,3)

-0,1 (0,3)

+4,8 (0,5)

**

+0,1 (0,3)

-0,5 (0,4)

geen

+6,1 (0,3)

**

-0,4 (0,2)

**

-0,6 (0,2)

**


+1,8 (0,5)

**

-6,4 (0,4)

**

-1,9 (0,3)

**

+2,3 (0,5)

**

+0,3 (0,3)

-0,8 (0,4)

*


+1,8 (0,3)

**

+0,5 (0,2)

**

-0,2 (0,2)


+6,4 (0,5)

**

+0,8 (0,4)

*

-1,3 (0,4)

**

-0,4 (0,1)

**

35 tot 50 jaar (ref.) 50 jaar of ouder Opleidingsniveau vmbo of lager (ref.)


wel, oudste kind > 2 jaar (ref.) Herkomst autochtoon (ref.) westers of niet-westers allochtoon Type functie uitvoerende taken (ref.)

Jaar van invullen enquête 2003 (ref.) 2005

-0,3 (0,2)

-0,1 (0,1)

# p < ,10; * p < ,05; ** p < ,01 58



Conclusies De onderzoeksvraag van dit artikel was: In hoeverre breiden vrouwen hun arbeidsduur uit bij werkloosheid van hun partner? Het onderzoek was ingegeven door de observatie dat mannen vaker hun baan zijn kwijtgeraakt in de huidige crisis dan vrouwen. Er wordt wel verondersteld dat dit een emancipatoire werking heeft. Vrouwen met een partner die werkloos is, zouden hun arbeidsduur vergroten om de inkomensterugval te beperken. Zij zouden dus een groter aandeel in het huishoudensinkomen op zich nemen dan anders, en dat effect zou wellicht blijvend zijn. Het antwoord op de onderzoeksvragen is gezocht aan de hand van enquêtegegevens over de arbeidsduurontwikkeling van vrouwelijke werknemers in de sector zorg en welzijn. De gegevens dateren uit 2003 en 2005, toen de werkloosheid hoog was als gevolg van de internetrecessie. De belangrijkste conclusie was dat vrouwen met een werkloze partner hun arbeidsduur, gemiddeld genomen, niet hadden verlengd in de twee voorgaande jaren, ook niet als hun partner toen werkloos was geraakt. Toch had de werkloosheid een klein effect: vrouwen met een werkloze partner verminderden hun arbeidsduur niet in de twee voorgaande jaren, wat vrouwen met een werkende partner wel licht deden. Ook wensten zij iets vaker uitbreiding van hun arbeidsduur dan vrouwen met een werkende partner. Het effect is echter zeer beperkt. In cijfers over de gemiddelde arbeidsduur van alle Nederlandse vrouwen zal het nauwelijks zichtbaar zijn, ook omdat slechts een klein deel van de werkende vrouwen een werkloze partner heeft. Het ontbreken van enige urenuitbreiding is toch wel opmerkelijk, want het huishoudensinkomen daalt vaak fors bij werkloosheid van de hoofdkostwinner. Mogelijk ligt het aan de verwachte tijdelijkheid van de situatie. Veel mannen die net werkloos zijn geworden, hebben binnen zes maanden weer een nieuwe baan. In het afgelopen decennium lukte dat zo’n 42 tot 58%. Als koppels verwachten dat de werkloosheid snel voorbij zal zijn, vinden zij de financiële noodzaak van urenuitbreiding waarschijnlijk niet zo groot. Bovendien kost het regelen van urenuitbreiding tijd. Wellicht vinden koppels het niet zo zinvol daar veel inspanningen voor te doen als de werkloosheid waarschijnlijk maar kort zal duren. Ook zal het niet altijd lukken om urenuitbreiding te realiseren. Helaas bevat de dataset geen gegevens over mislukte pogingen tot urenuitbreiding. In hoeverre de aanwezigheid van kinderen belemmerend werkt voor urenverlenging, bijvoorbeeld vanwege de opvatting dat de vrouw het beste voor de kinderen kan zorgen, is op grond van onze resultaten niet aan te geven. Het zal echter niet de belangrijkste oorzaak zijn, want als alleen vrouwen met thuiswonende kinderen hun uren niet hadden uitgebreid, dan zou er gemiddeld toch wel enige arbeidsduurverlenging zijn geweest. Bij langer durende werkloosheid (> 2 jaar) leken vrouwen hun arbeidsduur wel uit te breiden. De financiële achteruitgang duurde dan al lang en zal voor meer problemen hebben gezorgd. Bovendien dreigde dan wellicht verdere inkomensterugval door het aflopen van een eventuele WW-uitkering van de partner. Helaas is het aantal waarnemingen van vrouwen met een langdurig werkloze partner te


59

Edith Josten

klein om met zekerheid uitspraken over hun mate van urenuitbreiding te kunnen doen. De vraag is in hoeverre onze resultaten zich laten vertalen naar de huidige crisis. Waarschijnlijk zal de reactie van vrouwen in het begin van de huidige crisis niet anders zijn geweest. De verwachting was immers dat de economische neergang maar kort zou duren. Een nieuwe baan vinden zou voor een werkloze partner dan meestal niet al te moeilijk moeten zijn. Nu duidelijk is dat de economische neergang lang zal aanhouden en werklozen moeilijk ander werk vinden, zullen vrouwen wellicht eerder hun arbeidsduur willen vergroten. De groeiende financiële onzekerheid op andere terreinen kan dat proces versterken (bijvoorbeeld dalende waarde van woningen, korting op pensioenaanspraken). Realisatie van een wens tot arbeidsduurvergroting zal in het huidige economische klimaat echter niet gemakkelijk zijn. Dat geldt ook voor een sector als zorg en welzijn, want ook daar zal de werkgelegenheid niet meer zo hard groeien door het overheidsbeleid de zorgkosten te beperken (UWV, 2013). De vaakst optredende reactie bij werkloosheid van de partner zal daarom zijn om de arbeidsduur niet of maar beperkt te verminderen in situaties waarin men dat anders wel of meer had gedaan. Literatuur Allaart, P.C., Kunnen, R., Praat, W.C.M., Stiphout, H.A. van & Vosse, J.P. (1991). Trendrapport aanbod van arbeid 1991. Den Haag: OSA. Allaart, P.C., Kunnen, R., Praat, W.C.M., Voogd-Hamelink, A.M. de & Vosse, J.P. (1993). Trendrapport aanbod van arbeid 1993. Den Haag: OSA. Becker, G.S. (1993). A treatise on the family (enlarged edition). Cambridge, MA: Harvard University Press. Bekker, S., Essen, G. van, Josten, E.J.C., Meihuizen, H.E., Baars, M., Grim, R. & VoogdHamelink, M. de (2004). Trendrapport aanbod van arbeid in zorg en welzijn 2003: Een onderzoek onder verpleegkundigen, verzorgenden en agogisch werkenden. Tilburg: OSA. CBS (2012a). Statline. Beroepsbevolking; geslacht en leeftijd. Den Haag/Heerlen: Centraal Bureau voor de Statistiek. Gedownload op 20 oktober 2012 via statline.cbs.nl/StatWeb. CBS (2012b). Statline. Arbeidsdeelname; paren met en zonder minder- en meerderjarige kinderen. Den Haag/Heerlen: Centraal Bureau voor de Statistiek. Gedownload op 20 oktober 2012 via statline.cbs.nl/StatWeb. CBS (2012c). Statline. Beroepsbevolking; provincie vanaf 1981 naar geslacht. Den Haag/Heerlen: Centraal Bureau voor de Statistiek. Gedownload op 15 december 2012 via statline.cbs.nl/StatWeb. CBS (2012d). Statline. Werkloze beroepsbevolking; baanvindduur en persoonskenmerken. Den Haag/Heerlen: Centraal Bureau voor de Statistiek. Gedownload op 20 oktober 2012 via statline.cbs.nl/StatWeb. Cloïn, M. (2010). Het werken waard: Het arbeidsaanbod van laagopgeleide vrouwen vanuit een economisch en sociologisch perspectief. Den Haag: SCP. Cloïn, M. & Souren, M. (2011). Onbetaalde arbeid en de combinatie van arbeid en zorg. In A. Merens, A. van den Brakel, M. Hartgers & B. Hermans (red.), Emancipatiemonitor 2010 (pp. 108-147). Den Haag: SCP/CBS.

60



Coltrane, S. & Shih, K.Y. (2010). Gender and the division of labor. In J.C. Chrisler & D.R. McCreary (eds.), Handbook of gender research in psychology (pp. 401-422). New York: Springer. Cörvers, F. & Vendrik, M. (2005). Conjunctuur en sociale normen: determinanten van arbeidsparticipatie. Kwartaalschrift economie, 2, 142-163. Delsen, L. (1991). A-typische arbeidsrelaties en arbeidsverhoudingen in Nederland. TPE, 14(2), 77-92. Gong, X. (2010). The added worker effect and the discouraged worker effect for married women in Australia. Bonn: IZA. Gwozdz, W. (2008). Die Persistenz der geschlechtsspezifischen Arbeitsteilung im Haushalt: Eine Analyse auf Basis der Zeitbudgeterhebungen des Statistischen Bundesamts. Hohenheim: Universität Hohenheim. Hakim, C. (2000). Work-lifestyle choices in the 21st century: Preference theory. Oxford: Oxford University Press. Josten, E.J.C. & Jehoel-Gijsbers, G. (2009). Baanverliezers tijdens de recessie. In C. Vrooman (red.), Werkloos in crisistijd (pp. 11-29). Den Haag: SCP. Juhn, C. & Potter, S. (2007). Is there still an added worker effect? New York: Federal Reserve Bank of New York. Kalmijn, M. & Flap, H. (2001). Assortative meeting and mating: Unintended consequences of organized settings for partner choices. Social Forces, 79, 1289-1312. Keuzenkamp, S. & Steenvoorden, E. (2008). Arbeidsdeelname en arbeidsduur internationaal vergeleken. In: W. Portegijs & S. Keuzenkamp (red.), Nederland deeltijdland: Vrouwen en deeltijdwerk (pp. 46-64). Den Haag: SCP. Künzler, J., Walter, W., Reichart, E. & Pfister, G. (2001). Gender division of labour in unified Germany. Tilburg: Tilburg University. Libelle (2011, 1 september). Voor jezelf kiezen. 34. Lundberg, S. (1985). The added worker effect. Journal of Labour Economics, 3, 11-37. Maloney, T. (1987). Employment constraints and the labor supply of married women: A reexamination of the added worker effect. The Journal of Human Resources, 22, 51-61. Mars, G., Brakel, M. van den, Portegijs, W., Chkalova, K. & Geerdinck, M. (2012). Vrouwen en de arbeidsmarkt. In A. Merens, M. Hartgers & A. van den Brakel (red.), Emancipatiemonitor 2012 (pp. 51-75). Den Haag: SCP/CBS. McGinnity, F. (2002). The labour-force participation of the wives of unemployed men comparing Britain and West Germany using longitudinal data. European Sociological Review, 18, 473-488. Merens, A. (2008). Vijftig jaar deeltijdwerk in Nederland: Ontstaan en ontwikkeling van deeltijdbanen. In W. Portegijs, M. Cloïn, S. Keuzenkamp, A. Merens & E. Steenvoorden (red.), Verdeelde tijd. Waarom vrouwen in deeltijd werken (pp. 22-41). Den Haag: SCP. Mol, M. (2008). Levensfasen van kinderen en het arbeidspatroon van ouders. Sociaaleconomische trends, 1e kwartaal, 11-16. Parsons, T. & Bales, R.F. (1955). Family, socialization and interaction process. New York: The Free Press. De Pers (2009, 9 april). Vrouwen grijpen hun kans dankzij recessie. Gedownload op 25 september 2011 via www.depers.nl/economie/298713/Vrouwen-grijpen-hun-kans.html. Portegijs, W. (2008). Nederland deeltijdland. In W. Portegijs, M. Cloïn, S. Keuzenkamp, A. Merens & E. Steenvoorden (red.), Verdeelde tijd: Waarom vrouwen in deeltijd werken (pp. 15-21). Den Haag: SCP. Portegijs, W. & Keuzenkamp, S. (2008). Epiloog. In: W. Portegijs & S. Keuzenkamp (red.), Nederland deeltijdland: Vrouwen en deeltijdwerk (pp. 72-74). Den Haag: SCP.


61

Edith Josten

Soede, A., Vrooman, C. & Wildeboer Schut, J.M. (2009). De inkomenspositie van werklozen. In C. Vrooman (red.), Werkloos in crisistijd (pp. 30-67). Den Haag: SCP. Spletzer, J.R. (1997). Reexamining the added worker effect. Economic inquiry, 35, 417-427. Stephens jr., M. (2001). Worker displacement and the added worker effect. Journal of Labor Economics, 20, 504-537. Tijdens, K. (2006). Een wereld van verschil: Arbeidsparticipatie van vrouwen 1945-2005. Oratie. Rotterdam: Erasmus Universiteit. UWV (2013). UWV Landelijke Arbeidsmarktprognose 2013: Update, januari 2013. Amsterdam: UWV, afdeling Arbeidsmarktinformatie en -advies. Vendrik, M. (1994). Invloed van sociale normen. Economisch Statistische Berichten, 79, 369-372. Verbakel, E. (2010). Partner’s resources and adjusting working hours in the Netherlands: Differences over time, between levels of human capital, and over the family cycle. Journal of Family Issues, 31, 1324-1362. Wiesmann, S., Boeije, H., Dulk, L. den & Doorne-Huiskes, A. van (2008). ‘Not worth mentioning’: The implicit and explicit nature of decision-making about the division of paid and domestic work. Community, Work & Family, 11, 341-363.

62


Urenuitbreiding van vrouwen met een werkloze partner

Recommend Documents