1\) Theorieën

UNIVERSITEIT GENT
FACULTEIT ECONOMIE EN BEDRIJFSKUNDE
ACADEMIEJAAR 2004 – 2005
TIJDELIJKE CONTRACTEN BIJ
VLAAMSE JONGEREN
Scriptie voorgedragen tot het bekomen van de graad van:
licentiaat in de economische wetenschappen
Eva Van Buggenhout
onder leiding van
Prof. dr. Eddy Omey
UNIVERSITEIT GENT
FACULTEIT ECONOMIE EN BEDRIJFSKUNDE
ACADEMIEJAAR 2004 – 2005
TIJDELIJKE CONTRACTEN BIJ
VLAAMSE JONGEREN
Scriptie voorgedragen tot het bekomen van de graad van:
licentiaat in de economische wetenschappen
Eva Van Buggenhout
onder leiding van
Prof. dr. Eddy Omey
Vertrouwelijkheidsclausule
Ondergetekende, Eva Van Buggenhout, bevestigt hierbij dat de onderhavige scriptie mag
worden geraadpleegd en mag worden gefotokopieerd. Bij het citeren moet steeds de titel en de
auteur van de scriptie worden vermeld.
Permission
Woord vooraf
Mijn dank gaat in de eerste plaats uit naar de Vakgroep Sociale Economie van de Faculteit
Economie en Bedrijfskunde van de Universiteit Gent. In het bijzonder naar Mevrouw Elsy
Verhofstadt en Prof. dr. Eddy Omey voor de uitstekende begeleiding en zinvolle suggesties.
Verder wens ik ook Mevrouw Riet De Clercq te bedanken voor het aandachtig en nauwkeurig
nalezen van deze scriptie. Tenslotte bedank ik ook Willem Van Bogaert voor de informaticaondersteuning.
28 april 2005,
Eva Van Buggenhout
I
Inhoudsopgave
0. Inleiding................................................................................................................................ 1
1. Theoretische beschouwingen............................................................................................... 2
1.1 De gesegmenteerde arbeidsmarkttheorie ......................................................................... 2
1.1.1 Inhoud........................................................................................................................ 2
1.1.2 Tijdelijke contracten en het secundaire segment....................................................... 5
1.2 De signaling - en screeningtheorie .................................................................................. 6
1.2.1 Signalingtheorie ........................................................................................................ 6
1.2.2 Screeningtheorie...................................................................................................... 10
1.3. U-shape.......................................................................................................................... 11
1.4 Relatie tussen tijdelijke contracten en andere jobkarakteristieken................................. 12
1.4.1 Tijdelijke contracten en lonen ................................................................................. 12
1.4.2. Tijdelijke contracten en training ............................................................................ 15
1.4.3. Tijdelijke contracten en subjectieve gevoelens van jobonzekerheid en
jobtevredenheid ................................................................................................................ 21
1.5 Tijdelijke contracten en carrièremogelijkheden............................................................. 23
2. Onderzoeksvragen.............................................................................................................. 25
2.1. Wie houdt tijdelijke contracten en waarom?................................................................. 25
2.2. Relatie tussen tijdelijke contracten en andere jobkarakteristieken................................ 27
2.3. Tijdelijk werk: tussenstation, springplank of val? ........................................................ 28
3. Literatuuroverzicht van empirische studies over tijdelijke contracten ........................ 30
3.1 Wie heeft een tijdelijk contract en waarom? .................................................................. 30
3.1.1 Wie heeft een tijdelijk contract: descriptief onderzoek........................................... 30
3.1.2 Wie heeft een tijdelijk contract: econometrisch onderzoek .................................... 31
3.1.3 Waarom heeft men een tijdelijk contract?............................................................... 33
3.1.4 Besluit...................................................................................................................... 35
3.2 Tijdelijke jobs en andere jobkarakteristieken................................................................. 35
3.2.1 Loon ........................................................................................................................ 36
3.2.2 Loongroei ................................................................................................................ 37
3.2.3 Voordelen ................................................................................................................ 38
3.2.4 Training ................................................................................................................... 38
3.2.5 Jobzekerheid............................................................................................................ 41
3.2.6 Jobtevredenheid....................................................................................................... 43
3.2.7 Besluit...................................................................................................................... 44
3.3 Invloed van tijdelijk contract op verdere loopbaan ........................................................ 44
3.3.1 Tijdelijk werk als tussenstation of val: descriptieve analyse a.d.h.v.
doorstroompercentages..................................................................................................... 44
3.3.2 Tijdelijk werk als tussenstation of val: econometrische analyse a.d.h.v
doorstroomkansen ............................................................................................................ 46
3.3.4 Duureffecten............................................................................................................ 50
3.3.5 Besluit...................................................................................................................... 52
II
4. Tijdelijke contracten in Vlaanderen................................................................................. 52
4.1. Evolutie tijdelijke tewerkstelling in Vlaanderen en in België: enkele cijfers ............... 52
4.2. Institutioneel kader in België ........................................................................................ 53
4.2.1 Wetgeving rond tijdelijk werk................................................................................. 53
4.2.2 Loonwetgeving........................................................................................................ 54
4.2.3 Recht op sociale voordelen en uitkeringen ............................................................. 54
4.3 Eigen onderzoek............................................................................................................. 55
4.3.1. Data en definitie tijdelijk contract.......................................................................... 55
4.3.2 Wie heeft tijdelijke contracten en waarom? ........................................................... 57
4.3.3 Relatie tijdelijke jobs met andere karakteristieken. ............................................... 71
4.3.4 Tijdelijk werk: tussenstation, stepping stone of val? ............................................. 80
Stepping stone of val: vergelijken mobiliteit tijdelijke werknemers en werklozen ......... 82
5. Algemeen besluit................................................................................................................. 90
III
Lijst van de tabellen en figuren
Figuur 1: De U-vorm-hypothese .............................................................................................. 11
Figuur 2: De investeringsbeslissing in training........................................................................ 19
Figuur 3: Verdeling eerste jobs over tijdelijk en vast contract ................................................ 56
Figuur 4: Verdeling eerste jobs onmiddellijk of na periode van activiteit............................... 56
Figuur 5: Percentage tijdelijke contracten (uitgebreid) volgens scholing................................ 60
Tabel 1: Evolutie tijdelijke tewerkstelling 2000 - 2003 (absoluut en in %) ............................ 53
Tabel 2: Verdeling tijdelijke contracten over verschillende kenmerken (eerste job)............... 58
Tabel 3: Verdeling tijdelijke contracten over verschillende scholingsniveaus en diploma’s
(eerste job)................................................................................................................................ 59
Tabel 4: Verdeling diploma’s over publieke en privé-sector ................................................... 60
Tabel 5: Verdeling onmiddellijk eerste job of inactief voor eerste job over scholing ............. 61
Tabel 6a: Reden aanvaarden tijdelijk contract als eerste job: scholing.................................... 62
Tabel 6b: Vrijwillig aanvaarden tijdelijk contract als eerste job of niet: scholing .................. 63
Tabel 7a: Reden aanvaarden tijdelijk contract als eerste job: geslacht .................................... 64
Tabel 7b: Reden aanvaarden tijdelijk contract als eerste job: samenwonen ............................ 64
Tabel 8: Onderzoeksvraag 1: onafhankelijke variabelen en verwachte tekens........................ 66
Tabel 9: Binaire logistische regressie, afhankelijke variabele tijdelijk contract uitgebreid..... 68
Tabel 10: Onderzoeksvraag 2a: OLS, afhankelijke variabele lnuurloon (eerste job) .............. 73
Tabel 11: Onderzoeksvraag 2b: binaire logistische regressie, afhankelijke variabele
extralegale voordelen (eerste job) ............................................................................................ 74
Tabel 12: Percentages formele en informele training, vast en tijdelijk (eerste job)................ 75
Tabel 13: Onderzoeksvraag 2c: binaire logistische regressie, afhankelijke variabele: formele
opleiding (eerste job)................................................................................................................ 76
Tabel 14: Percentages tevreden over werkzekerheid en werk in het algemeen, tijdelijk en vast
contract (eerste job).................................................................................................................. 77
Tabel 15: Onderzoeksvraag 2d: afhankelijke variabele tevredenheid over werk in het geheel
en over jobzekerheid in eerste job............................................................................................ 79
Tabel 16: Doorstroompercentages eerste job vast of tijdelijk.................................................. 81
Tabel 17: Doorstroompercentages onmiddellijk eerste job of inactief .................................... 83
Tabel 18: Onderzoeksvraag 3: onafhankelijke variabelen ....................................................... 85
IV
Tabel 19a: Onderzoeksvraag 3: multinomiale logistische regressie: afhankelijke variabele
situatie 1, 2 en 3 jaar na eerste job, referentiecategorie vast contract ...................................... 88
Tabel 19b: Onderzoeksvraag 3: multinomiale logistische regressie: afhankelijke variabele
situatie 4 en 5 jaar na eerste job, referentiecategorie vast contract .......................................... 89
V
0. Inleiding
Vanaf de jaren ’70 werden verschillende landen geconfronteerd met een hoge werkloosheid.
Bovendien leidde de strenge bescherming van permanente werknemers tot hoge ontslagkosten
waardoor bedrijven moeilijk konden inspelen op conjuncturele schommelingen. Dit zorgde in
de jaren ’80 voor een golf van flexibilisering binnen de arbeidsmarkt. Het concept van
tijdelijke contracten vond hier zijn oorsprong.
Beck U. (1992) beschrijft de evolutie naar tijdelijke contracten en andere vormen van
atypische tewerkstelling zoals deeltijds werk als het ontstaan van een nieuwe tweedeling. Het
traditionele onderscheid tussen blue collar en white collar jobs is verdwenen. In de plaats
daarvan heerst er nu een onderscheid tussen standaard, fulltime werk en een systeem van
flexibele en gedecentraliseerde “ondertewerkstelling”. Volgens Beck U. (1992) zou dit leiden
tot een lagere kwaliteit van jobs (Beck U., 1992, geciteerd in McGovern P. et al., 2004, p.
225-249), een hypothese die ook ondersteund wordt door de segmentatietheorie (Doeringer P.
en Piore M., 1971). Die lage kwaliteit zou zich dan vertalen in lagere lonen en weinig
jobzekerheid. De beperkte promotiekansen en lage mobiliteit tussen verschillende segmenten
zouden er bovendien toe leiden dat men gevangen raakt in een patroon van tijdelijke jobs,
afgewisseld met werkloosheid. Er is echter een optimistischere visie die haar basis heeft in de
screeningtheorie. Deze stelt dat werkgevers gebruik maken van tijdelijke contracten, niet
omwille van flexibilisering, maar omwille van hun nut als screening device om de
productiviteit van nieuw aangeworven werknemers te bepalen. Indien de jobmatch goed
wordt beoordeeld, kan dan een vast contract worden aangeboden. Binnen dit denkkader
vormen tijdelijke contracten een tussenstation of zelfs een springplank naar permanent werk.
Aldus dringen drie belangrijke onderzoeksvragen zich op. Ten eerste: wie heeft tijdelijke jobs
en waarom? Ten tweede: wat is de relatie van tijdelijke jobs met slechte karakteristieken? En
tenslotte: vormen tijdelijke jobs een tussenstation, een springplank of een val?
Na enkele theoretische beschouwingen (Sectie 1), formuleren we de hypothesen en
beschrijven we de onderzoeksvragen (Sectie 2). Vervolgens werpen we een blik op de
bevindingen in de empirische literatuur hieromtrent (Sectie 3) om ons dan te focussen op
tijdelijke contracten in Vlaanderen (Sectie 4). Na een bespreking van het institutioneel kader,
zetten we het opzet van ons eigen onderzoek uiteen. Op basis van SONAR – data1 over 3000
1
De Studiegroep “Van Onderwijs Naar Arbeidsmarkt” is een samenwerkingsverband van onderzoekers uit de
Vakgroep Sociale Economie (Universiteit Gent), de Vakgroep Sociologie (V.U.B), het Centrum voor Secundair
en Hoger Onderwijs (K.U. Leuven), de vakgroep Algemene en Publieke Economie (Ufsia - Universiteit
Antwerpen) en de Sector Onderwijs en Arbeidsmarkt (HIVA). Het Steunpunt Werkgelegenheid, Arbeid en
1
Vlaamse jongeren pogen we een antwoord te vinden op de verschillende onderzoeksvragen,
maar telkens beperkt tot de eerste job. De bekomen resultaten zijn dus relevant, zowel binnen
het kader van onderzoek naar tijdelijke contracten, als binnen het kader van de overstap van
jongeren van onderwijs naar arbeidsmarkt.
1. Theoretische beschouwingen
Het overzicht van de theoretische literatuur begint bij de gesegmenteerde arbeidsmarkttheorie
die het concept tijdelijk contract vanuit een goede job – slechte job perspectief benadert.
Vervolgens behandelen we twee theorieën die vertrekken van imperfecte informatie om het
gebruik van tijdelijke jobs te verklaren: de signaling – en de screeningtheorie .
We formuleren dan de hypothese dat de gesegmenteerde arbeidsmarkttheorie en de
screeningtheorie geldig zijn voor verschillende opleidingsniveaus. Dit wordt besproken in een
derde paragraaf. Daarnaast bestaan in de theoretische literatuur heel wat redenen die verklaren
waarom tijdelijke contracten samengaan met bepaalde karakteristieken die men in de
gesegmenteerde arbeidsmarkttheorie terugvindt bij “slechte jobs”. Doch deze verklaringen
gaan niet uit van een gesegmenteerde arbeidsmarkt, zodat dat we deze los daarvan zullen
bespreken in het vierde deel. Tot slot staan we ook stil bij de hypothesen omtrent de
arbeidsmarktcarrière na een tijdelijk contract. Achtereenvolgens komen de tussenstation-, de
stepping stone- en de entrapmenthypothese aan bod.
1.1 De gesegmenteerde arbeidsmarkttheorie
1.1.1 Inhoud
De gesegmenteerde arbeidsmarkttheorie stelt een belangrijke stelling van de neoklassieke
arbeidstheorie in vraag, namelijk de directe link tussen de productiviteit van een individu en
het loon alsook de allocatie van dit individu over jobs. In de gesegmenteerde
arbeidsmarkttheorie is (nut – of winst -) maximaliserend gedrag van inferieur belang.
Industriële organisatie, technologie, managementstrategieën en arbeidsmarktregulering
worden daarentegen wel verondersteld een invloed te hebben op de jobstructuur. Aldus heeft
het onderscheid tussen goede en slechte jobs niets te maken met verschillen in individuele
productiviteit en capaciteiten (aanbodzijde). De nadruk verschuift naar de vraagzijde van
Vorming zorgt voor de wetenschappelijke en administratieve coördinatie van dit samenwerkingsverband.
(www.steunpuntwav.be/sonar/sonar.htm)
2
arbeid en naar institutionele beperkingen (Leontaridi M. R., 1998, p. 63-100). Zoals verder
nog zal blijken, spelen individuele karakteristieken wel een rol bij de kans op een slechte job.
De eerste generatie van segmentatietheorieën werd geformuleerd door Doeringer P. en Piore
M. (1971) en stelt dat de arbeidsmarkt geen competitief geheel is, maar dat er segmenten
bestaan waartussen geen concurrentie is (Leontaridi M. R., 1998, p.63-100). Zo kunnen we in
de arbeidsmarkt een segment onderscheiden, met name de externe arbeidsmarkt waar de
markt haar ruimende werking doet en dus het loon bepaalt en het aantal mensen dat tegen dit
loon zal worden tewerkgesteld (Verhofstadt E. et al., 2003, p.135-162). De onderliggende
micro-economie is volledig in lijn met de neoklassieke arbeidstheorie die stelt dat individuen
vrij uit een groot aantal jobs kunnen kiezen op basis van hun preferenties en capaciteiten. Zij
trachten tijdens hun optreden op de arbeidsmarkt hun nut te maximaliseren. De door hen
ontvangen beloning is volledig gebaseerd op hun beschikbare human capital (en dus de
marginale productiviteit) en dit bij een bedrijf dat haar winsten maximaliseert. Er bestaat
daarnaast echter ook een segment waar de invloed van de markt eerder beperkt is, namelijk de
interne arbeidsmarkt. Daar wordt er beroep gedaan op regels en procedures om het loon en het
aantal tewerkgestelde mensen te bepalen en niet op winstmaximaliserende principes
(Taubman P. en Wachter M.L., 1986, p.1183-1217). De monopoliemacht van de insiders is
afkomstig van jobspecifieke training en rechten uit het arbeidscontract. Zo zullen er,
naargelang de behoefte aan arbeid, interne opleidingen worden aangeboden aan werknemers
of overuren moeten gemaakt worden. Ook jobrotatie wordt vaak gebruikt om in te spelen op
de arbeidsmarktschommelingen (Verhofstadt E. et al., 2003, p.135-162). Kortom, het loon
zorgt hier niet meer voor ruiming. Bijgevolg wordt door het bestaan van institutionele
beperkingen niet iedereen op dezelfde manier beloond voor training en opleiding (Leontaridi
M. R., 1998, p.63-100). Toch wordt in de neoklassieke visie ook rekening gehouden met
segmenten, weliswaar door andere factoren verklaard. Zo vormen bepaalde karakteristieken
zoals leeftijd arbeidskrachten om tot imperfecte substituten waardoor segmenten ontstaan
(Taubman P. en Wachter M.L., 1986, p.1183-1217).
Bij de tweede generatie segmentatietheorieën hebben Doeringer P. en Piore M. bovenstaande
interne arbeidsmarkttheorie proberen te linken aan de duale arbeidsmarkttheorie van o.a.
Harrison B. (1972) en Averitt R. (1968) die de arbeidsmarkt onderverdeelt in een primair en
secundair segment (Harrison B. (1972) en Averitt R. (1968), geciteerd in Leontaridi M. R.,
1998, p.63-100). De twee theorieën werden aan elkaar gekoppeld door het primaire segment
3
te beschouwen als een verzameling van goed ontwikkelde, interne arbeidsmarkten. Hierdoor
wordt ook het primaire segment bepaald door institutionele factoren in plaats van
marktfactoren en is het beschermd tegen (loon)druk van buitenaf. Het gevolg hiervan is dat er
te weinig jobs worden gecreëerd in de primaire sector2 (Taubman P. en Wachter M.L., 1986,
p.1183-1217).
Het secundair segment bestaat daarentegen uit de zwak ontwikkelde interne arbeidsmarkten
die niet afgeschermd zijn van externe factoren, getuige de vele entry ports.
Aldus stelt Piore M. (1970): “De primaire arbeidsmarkt biedt jobs met een aantal van de
volgende karakteristieken: hoge lonen, goede werkcondities, stabiliteit van tewerkstelling en
jobzekerheid, gelijke en tijdige administratieve behandeling van werkregels en kansen op
promotie. De secundaire arbeidsmarkt heeft jobs die, in vergelijking met de primaire, minder
aantrekkelijk zijn. Ze bieden over het algemeen een lager loon, slechte arbeidscondities,
aanzienlijke tewerkstellingsonzekerheid, harde en vaak arbitraire discipline, en weinig kans
op promotie.” (geciteerd in Verhofstadt E. et al., 2003, p.138) Hierdoor worden voor
vergelijkbare jobs hogere lonen gegeven in de primaire sector ten opzichte van de secundaire.
Tussen beide segmenten heerst er geen of slechts een zeer lage mobiliteit. Hierdoor kan het
loonverschil bij een vraagoverschot niet worden tenietgedaan (Taubman P. en Wachter M.L.,
1986, p.1183-1217). Piore (1970) ziet als oorzaak voor deze lage mobiliteit de segmentatie
van de arbeidsmarkt op basis van klasse. Institutionele krachten zoals discriminatie zorgen
voor een persistentie van benadeelde werknemers in het secundair segment (Leontaridi M.
R., 1998, p.63-100). Een andere reden waarom zij blijven vastzitten in slechte jobs is het
negatief feedback mechanisme (Taubman P. en Wachter M.L., 1986, p.1183-1217). Initieel
hebben alle goede werknemers hetzelfde human capital. Na een tijd treedt er echter
divergentie op tussen zij die in de primaire sector werken en zij in de secundaire sector. De
reden is dat de werknemers zich naar hun job gaan gedragen en die skills ontwikkelen die de
job vergt. De jobkwaliteit gaat m.a.w. de kwaliteit van de werknemer bepalen. Dit wordt vaak
het “experience dependency effect” genoemd. Individuen veranderen door hun ervaringen
(Taubman P. en Wachter M.L., 1986, p.1183-1217).
Goede jobs bieden aldus een lange termijn, stabiele tewerkstelling en gunstige
carrièrevooruitzichten. Slechte jobs daarentegen worden geteisterd door lage lonen,
2
Men kan dit verklaren vanuit een neoklassieke visie, maar in de gesegmenteerde arbeidsmarkttheorie worden
bedrijven verondersteld zich niet te baseren op een dalende vraagcurve naar arbeid voor hun beslissing inzake
loon en tewerkstelling. Het hoge loon zorgt m.a.w. niet voor de misallocatie van arbeidskrachten, maar wel het
feit dat er meer goede werknemers zijn dan dat er goede jobs zijn. De jobs moeten dus gealloceerd worden onder
de goede werknemers en dit gebeurt arbitrair (Taubman P. en Wachter M.L., 1986, p.1183-1217).
4
onzekerheid en negatieve carrièremogelijkheden (McGinnity F. et al. 2004; Verhofstadt E. et
al., 2003, p.135-162). Andere kenmerken die men in de literatuur kan terugvinden zijn lagere
jobtevredenheid (zie o.a. Booth A. L. et al., 2002, p. 189-213), minder training (zie o.a.
McGinnity F. et al. 2004), weinig voordelen (zie o.a. McGovern P. et al., 2004, p. 225-249),
lage loongroei (zie o.a. Booth A. L. et al. 2002, p. 189-213) en repetitieve taken (Verhofstadt
E. et al., 2003, p.135-162). Het ontbreken van een promotieladder is één van de belangrijkste
verschilpunten. Dit begrip moet ruim worden bekeken: naar boven schuiven op de ladder
omvat zowel verbeteringen inzake loon als sociale status en jobzekerheid (McGovern P. et al.,
2004, p. 225-249).
1.1.2 Tijdelijke contracten en het secundaire segment
Wat stelt de gesegmenteerde arbeidsmarkttheorie over tijdelijke contracten? Wanneer
bedrijven tijdelijke contracten gebruiken als een manier om in te spelen op economische
fluctuaties, vertonen deze jobs vaak de kenmerken van het secundaire segment. Aldus leiden
tijdelijke contracten in die gevallen tot de bestendiging van een duale arbeidsmarkt (Varejão
J. en Portugal P., 2003; Ichino A. et al., 2004). Dit komt duidelijk naar voor in het model van
het flexibele bedrijf geformuleerd door Atkinson J. (1988) waarbij het personeel bestaat uit
enerzijds kern - en anderzijds uit perifere werknemers (Atkinson J. (1988), geciteerd in Steijn
B., 1999, p.90-105). De eerste categorie voert kerntaken uit in het primaire proces van de
organisatie, kan worden ingezet voor verschillende functies en krijgt een permanent contract.
De tweede categorie voert minder essentiële taken uit en worden numeriek geflexibiliseerd.
Deze groep bevat onder andere de parttimers en de tijdelijke werkkrachten van het bedrijf. In
vergelijking met hun collega’s in de kern, hebben ze in het algemeen “een minder stabiele
arbeidsrelatie, een lagere beloning, minder vooruitzichten en is het werk dat zij doen over het
algemeen van een lager niveau” (Steijn B., 1999, p.91). Ook Scherer S. (2004, p.369-394)
stelt dat zogenaamde “non-optimale” jobs waarvan tijdelijke contracten een voorbeeld zijn,
vooral ondergebracht worden in het secundaire segment op basis van hun kenmerken.
Op basis van de segmentatietheorie kan men de hypothese formuleren dat laaggeschoolden in
grotere mate een tijdelijke job uitoefenen. De theorie die dit ondersteunt is de job competition
theory, ook genaamd de labour queue theory van Thurow L. (1975). Zij hangt samen met de
gesegmenteerde arbeidsmarkttheorie omdat ook zij veronderstelt dat allocatie en promotie
plaatsvinden op de interne arbeidsmarkt in plaats van op de externe (Dekker R., 2001). Het
invullen van jobs wordt voorgesteld als een wachtlijn. Een assumptie hierbij is dat de vereiste
5
kennis en vaardigheden om een bepaalde job uit te oefenen niet worden vergaard binnen het
onderwijssysteem, maar enkel via training. Daarom zijn werkgevers geïnteresseerd in de
trainability van een potentiële werknemer en rangschikken ze mogelijke kandidaten op basis
van allerlei persoonlijke karakteristieken die hiervan een indicator kunnen zijn. Men baseert
zich bijvoorbeeld op leeftijd en opleiding. Hoe lager de trainability en dus hoe hoger de
nodige kosten van training, hoe meer men een positie moet innemen achteraan in de rij en hoe
minder men kans heeft op een goede job (Heijke H., 1996). Laaggeschoolde werknemers
bevinden zich meer achteraan en hebben dus in grotere mate slechte jobs. Aangezien tijdelijke
contracten zich volgens de segmentatietheorie ook eerder in het secundaire segment bevinden,
kan men veronderstellen dat laaggeschoolden meer kans hebben op een tijdelijke job
(McGinnity F. et al. 2004). Dit vormt het eerste deel van de U – vorm - hypothese die wordt
besproken in punt 1.3.
1.2 De signaling - en screeningtheorie
Naast de gesegmenteerde arbeidsmarkttheorie, komen ook de signaling – en screeningtheorie
veelvuldig voor in de literatuur (zie o.a. McGinnity F. et al., 2004 en Booth A. L. et al., 2002,
p.189-213). We behandelen beide samen omdat ze nauw bij elkaar aansluiten. Bij beide
theorieën gaat men uit van het bestaan van asymmetrische informatie op de arbeidsmarkt:
werkgevers kennen bij aanwerving de productiviteit niet van de werknemer in kwestie.
1.2.1 Signalingtheorie
Spence M. (1973) beschouwt rekrutering als een investeringsbeslissing onder onzekerheid.
Ook na aanwerving moet de werknemer vaak eerst nog training en een belangrijk leerproces
ondergaan vooraleer de vaardigheden duidelijk zichtbaar worden (Spence M., 1973, geciteerd
in Auronen L., 2003). Spence M. vergelijkt aanwerving met de loterij. De kans van de
werkgever om te winnen wordt bepaald door zijn vroegere ervaring met rekrutering en de
signalen die de sollicitant geeft enerzijds, alsook door bepaalde, niet-manipuleerbare
karakteristieken van de sollicitant zoals geslacht en ras anderzijds. Signalen zijn dan de
manipuleerbare karakteristieken van de sollicitant.
6
Stel dat er in een samenleving twee soorten werknemers zijn, hoogproductieven ( θ H ) en
laagproductieven ( θ L ) en twee bedrijven, dan kan men het signaling game als volgt
voorstellen.
Het spel begint met de beslissing van de werknemer welke signalen hij zal selecteren en
manipuleren. Dit vertaalt zich in een optimaliseringsprobleem waarbij hij zijn nut (u) wil
maximaliseren welke gelijk is aan het loon (w) verminderd met de kosten van signaleren (c).
Deze laatste betreffen geld, tijd en psychologische kosten (Mas-Colell A.et al., 1995, p.450466 en Auronen L., 2003).
Een belangrijk signaal is het behalen van een bepaald opleidingsniveau door de potentiële
werknemers. We bespreken eerst het model voor opleiding om vervolgens na te gaan welke
rol tijdelijke contracten binnen deze context kunnen spelen. Cruciaal in de redenering is dat er
een negatief verband bestaat tussen kosten van het signaal en productiviteit. Men gelooft dus
dat enkel de hoog productieve werknemers de kosten van educatie zullen dragen (Rosser J.B.,
2003, p.3-21), bijvoorbeeld doordat een hoog productieve werknemer ieder jaar slaagt
(Auronen L., 2003). Het is echter niet zo dat scholing zelf bijdraagt tot productiviteit, het is
enkel een signaal van productiviteit. Uiteindelijk bekomt de werknemer een optimaal niveau
van scholing e*, welke in een separating equilibrium verschillend is voor een laagproductieve
en een hoogproductieve werknemer.
Mathematisch drukt men het voorgaande uit als volgt:
u ( w, e θ ) = w − c(e,θ ) met
∂c
∂ ²c
∂c
∂ ²c
> 0,
> 0,
< 0,
<0
∂e
∂e²
∂θ
∂e∂θ
(1)
=> e *(θ )
(Mas-Colell A.et al., 1995, p.450)
In een tweede fase zullen de werkgevers, gegeven de signalen en andere karakteristieken van
de sollicitant, een bepaalde inschatting (µ) toekennen aan de kans dat de solliciterende
werknemer hoog productief is en hem een contract aanbieden met een bepaald loon3 (Auronen
L., 2003). In evenwicht is het loon gelijk aan de verwachte productiviteit van de potentiële
werknemer.
3
Indien het eerste bedrijf voor de bepaling van het loonbod een geloof µ(e) hecht aan de kans dat een werknemer
een hoge productiviteit heeft, dan gaat het tweede bedrijf haar loonbod niet enkel baseren op het geloof dat een
werknemer hoog productief is, maar ook op het geloof dat het eerste bedrijf een loon w heeft geboden.
7
w(e) = µ (e)θ H + (1 − µ (e)θ L ) met µ ∈ [ 0,1]
(2)
(Mas-Colell A.et al., 1995, p.453)
Een separating signaling-evenwicht4 wordt gedefinieerd als de situatie waarbij de vermoedens
van de werkgever worden bevestigd door het signaal (verschillend voor de twee categorieën
werknemers) dat hij krijgt bij het aangeboden loon (Auronen L., 2003). Met andere woorden,
indien de werkgever het optimale scholingsniveau e *(θ H ) ( e *(θ L ) ) observeert, moet hij een
inschatting 1 (0) toekennen aan de kans dat de werknemer van hoge productiviteit is. Er volgt
dan uit voorgaande loonvergelijking, dat de werkgever een loon zal aanbieden gelijk aan de
productiviteit van de werknemer (Mas-Colell A.et al.,1995, p.450-466).
Als e *(θ H ) dan µ (e) =1 => w *(e *(θ H )) = θ H
e *(θ L ) dan µ (e) =0 => w *(e *(θ L )) = θ L
(3a)
(3b)
(Mas-Colell A.et al., 1995, p.453)
Er is een oneindige set van dergelijke evenwichten5 mogelijk. De welvaartsimplicaties van
signaling zijn echter niet eenduidig. Een evenwicht met signaling houdt niet altijd een Paretoverbetering in ten opzichte van het evenwicht zonder signaling (Rosser J.B., 2003, p.3-21 en
Mas-Colell A.et al., 1995, p.450-466).
In de literatuur worden tijdelijke contracten gezien als mogelijke signalen voor de werkgever
om de asymmetrische informatie bij aanwerving op te lossen. Men kan dit voorstellen als een
spel, analoog aan de analyse van opleiding. We veronderstellen dat bij arbeidsmarktintrede de
werknemer de keuze heeft tussen een tijdelijke job of werkloos blijven. Opdat een tijdelijk
contract een signaal zou kunnen vormen van hoge productiviteit, moet de kost van het
4
Het gaat hier over een perfect Bayesian equilibrium, gedefinieerd als een set van strategieën en een belief
function (µ(e)), dat aan volgende voorwaarden voldoet:
1) De strategie van de werknemer is optimaal gegeven de strategie van de bedrijven.
2) De belief function wordt afgeleid uit de strategie van de werknemer gebruik makende van Bayes’ regel
waar mogelijk.
3) De loonaanbiedingen van de werkgevers volgend op de keuze van scholing door de werknemer vormen
een Nash-evenwicht in het simultane loonaanbodspel waarbij de kans dat een werknemer hoog
productief is gelijk is aan (µ(e))
(Mas-Colell A.et al., 1995, p.452)
5
Voor beschrijving van enkele mogelijke evenwichten, zie Mas-Colell A.et al. (1995, p.454-455).
8
aanvaarden van een dergelijk contract lager zijn voor een hoogproductieve dan voor een
laagproductieve. Intuïtief kan men vermoeden dat dit inderdaad zo zal zijn. Immers, de kost
van het aanvaarden van een tijdelijk contract omvat een opportuniteitskost onder de vorm van
een verlies aan vrije tijd (in de veronderstelling dat het inkomen niet verschilt of men
werkloos is of als eerste job een tijdelijk contract aanvaardt).
Het is plausibel te
veronderstellen dat laagproductieven een hogere waarde toekennen aan vrije tijd, waardoor de
opportuniteitskost van gaan werken ook hoger is. Het nutsmaximalisatieprobleem is
gelijkaardig aan dat van bij opleiding (1), alleen maximaliseert men nu t.a.v. aantal maanden
tijdelijk contract (a)6. Ook de beslissing van de werkgevers verloopt analoog. Gegeven het
geobserveerde aantal maanden dat de werknemer een tijdelijke job uitgeoefend heeft, zal een
bepaalde waarschijnlijkheid worden toegekend aan de productiviteit van de werknemer en op
basis hiervan een bepaald loon worden aangeboden (2).
Evenwicht zal ook nu een situatie zijn waarbij de vermoedens van de werkgever worden
bevestigd door het signaal (verschillend voor de twee categorieën werknemers) dat hij krijgt
bij het aangeboden loon. Met andere woorden, indien de werkgever het optimale aantal
maanden tijdelijk contract a *(θ H ) ( a *(θ L ) ) observeert, moet hij een inschatting 1 (0)
toekennen aan de kans dat de werknemer van hoge productiviteit is (3a en 3b). Er volgt dan
ook opnieuw dat de werkgever een loon zal aanbieden gelijk aan de productiviteit van de
werknemer (het contracttype is irrelevant). Men kan aantonen dat de laagproductieve
werknemer zal kiezen om werkloos te blijven (a=0), omdat hij altijd het loon θ L zal krijgen in
evenwicht, of hij nu een tijdelijk contract aanvaard heeft of niet. Werkloosheid is dan te
verkiezen boven een positief aantal maanden een tijdelijke job, omdat men dan geen kosten
moet dragen. De hoogproductieve werknemer heeft een incentive een tijdelijk contract te
aanvaarden, omdat hij anders wordt beschouwd als laagproductief en slechts een loon θ L
krijgt. Het gekozen aantal maanden zal een aantal moeten zijn waarvoor een laagproductieve
hoogstens indifferent is ten opzichte van werkloosheid (anders heeft deze een incentive om te
liegen). Bovendien moeten de kosten zo laag mogelijk zijn.
Soms kan een tijdelijk contract ook een negatief signaal zijn, indien de werkgever in het
bovenstaande spel een andere is dan diegene die het tijdelijk contract heeft gegeven in het
begin. De werkgever kan zich afvragen bij observatie van een tijdelijk contract, waarom de
vorige werkgever deze werknemer niet vast in dienst heeft genomen, ondanks de
6
We herleiden de keuze werkloos blijven of tijdelijke job aanvaarden tot een continue variabele door het aantal
maanden tijdelijke job als keuzevariabele te beschouwen waarbij een aantal van 0 maanden wordt gelijk gesteld
aan werkloosheid. Dit is mogelijk omdat er in de eerste fase geen vaste contracten worden aangeboden.
9
veronderstelde hoge productiviteit. Vandaar dat de nieuwe werkgever eerder opnieuw een
tijdelijk contract zal aanbieden (maar wel tegen het loon θ H ).
1.2.2 Screeningtheorie
Stiglitz J.E. (1975) definieert screenen als het bepalen van kwaliteiten van producten,
individuen e.a. op basis van een “screening device” (Stiglitz J.E., 1975, geciteerd in Auronen
L., 2003). Binnen de context van arbeidsmarkten is de te bepalen kwaliteit de productiviteit.
Bij signaling was het de werknemer die initiatief nam, omdat hij door de reductie van de
imperfecte informatie het loon kon krijgen dat hij wou (en waarvoor hij de manipulatie van
zijn signalen heeft ondergaan). Nu komt het initiatief van de werkgever (d.i. de
ongeïnformeerde zijde). Deze zal diverse contracten aanbieden die de potentiële werknemers
aanmoedigen accurate informatie te onthullen over hun productiviteit. Dit proces is selfselecting (Rosser J.B., 2003, p.3-21). Zo kunnen werkgevers contracten aanbieden met een
bepaald taskniveau t en een bepaald loon w (Mas-Colell A.et al., 1995, p.450-466). De kost
van screenen (d.i. het taskniveau) is c per individu. Deze kostenfunctie heeft opnieuw het
kenmerk dalend te zijn in de productiviteit θ. Doordat individuen een bepaald contract
aanvaarden, verraden ze reeds wat hun productiviteit is.
In de literatuur wordt vaak aangehaald dat tijdelijke contracten kunnen gebruikt worden als
screening device, maar hierbij gaat men er niet vanuit dat het proces van aanvaarden van een
tijdelijke job, self-selecting is. In de literatuur is het niet zo dat, omdat een werknemer een
tijdelijke job aanvaardt, hij als hoogproductief kan worden beschouwd. De redenering
verloopt dus anders. Indien een job match inderdaad een zuiver experience good is (Jovanovic
B., 1979 en 1984, geciteerd in Güell M. en Petrongolo B., 2003), kan de werkgever pas na
aanwerving beoordelen of een job match goed is of niet. Hij zal dan beslissen of de match
wordt behouden of beëindigd. In het laatste geval is hij echter, bij sterke bescherming van
permanente werknemers door de wetgeving, een hoge ontslagvergoeding verschuldigd.
Tijdelijke contracten kunnen helpen de asymmetrische informatie en de kosten ervan voor de
werkgever te reduceren door te fungeren als hulpmiddel voor screening. De werkgever kan bij
niet -observeerbare productiviteit de werknemer aannemen op basis van een tijdelijk contract.
Tijdens die periode wordt de match dan beoordeeld of, met andere woorden, gescreend.
Indien deze beoordeling positief is, biedt de werkgever een permanent contract aan. In het
andere geval loopt het contract gewoon af en verlaat de werknemer het bedrijf zonder dat de
10
werkgever hem een vergoeding moet betalen (Varejão J. en Portugal P., 2003; McGinnity F.
et al., 2004).
Op die manier bieden tijdelijke contracten niet alleen aan de werkgever voordelen, maar ook
aan de werknemer. De een krijgt een goedkope oplossing voor het bestrijden van imperfecte
informatie, de ander een springplank naar permanent werk.
Het is duidelijk dat de signaling- en screeningtheorie nauw aansluiten bij elkaar. Zo kunnen
signalen afkomstig van de werknemer gebruikt worden als screening device door de
werkgever. In die zin kan het uiteengezette signalingspel voor tijdelijke contracten hier
worden herhaald, maar vanuit het standpunt van de werkgever. Indien hij enkel tijdelijke
contracten aanbiedt als eerste jobs, dan hebben we gezien dat enkel hoogproductieven dit
zullen aanvaarden. Dit is met andere woorden ook een vorm van self-selecting. Vervolgens
kan de werkgever in een tweede fase ook een vast contract aanbieden met in evenwicht een
loon gelijk aan de productiviteit van de werknemer, aangezien een situatie van winsten geen
evenwicht kan zijn (Mas-Colell A.et al., p.462-463).
1.3. U-shape
De combinatie van de gesegmenteerde arbeidsmarkttheorie en deze van screening, brengt ons
bij het vermoeden dat de relatie tussen opleiding en het aantal tijdelijke contracten een U vorm heeft. Zowel laag – als hooggeschoolden zouden oververtegenwoordigd zijn bij
tijdelijke contracten. Figuur 1 geeft deze hypothese weer. Op de horizontale staat het
scholingsniveau (in de veronderstelling dat het een continue variabele is). Hoe dichter bij de
oorsprong, hoe lager de scholing. Op de verticale as staat het aantal tijdelijke contracten.
Figuur 1: De U-vorm-hypothese
T.C.
Scholingsniveau
11
De piek bij laaggeschoolden kan, zoals gezien, worden uitgelegd aan de hand van de
gesegmenteerde arbeidsmarkttheorie en de labour queue theorie. De piek bij hooggeschoolden
kan men verklaren met behulp van de screeningtheorie. De productiviteit van deze groep
werknemers is immers minder makkelijk te testen bij rekrutering. Screening is dan vereist om
de werknemer te evalueren en dit kan, onder andere, met een tijdelijk contract (McGinnity F.
et al., 2004). We moeten hierbij opmerken dat het diploma reeds een signaal kan zijn van
productiviteit: enkel productieve werknemers zullen bereid geweest zijn de kosten van
educatie te dragen, zoals reeds werd aangetoond (zie supra). Tijdelijke tewerkstelling kan dan
de werkgever helpen bij het toetsen van dit signaal aan de werkelijke productiviteit. Men kan
vermoeden dat de productiviteit van werknemers veel vlugger duidelijk wordt bij
laaggeschoolde functies. Vandaar dat werkgevers in een dergelijke situatie minder geneigd
zijn tot het geven van een tijdelijk contract.
1.4 Relatie tussen tijdelijke contracten en andere jobkarakteristieken
Vaak heerst er ongerustheid dat tijdelijke jobs bepaalde karakteristieken van het secundaire
segment zouden hebben. Zo vreest men dat ze zouden gepaard gaan met lagere lonen, minder
training, minder voordelen en minder zekerheid en tevredenheid. In dit deel werpen we een
blik op de hypothesen hierover. Later zullen we empirisch de werkelijke aard van tijdelijke
jobs aantonen, wat dan aanleiding zal geven tot het al dan niet verwerpen van de hypothese
dat tijdelijke jobs in het secundair segment thuis horen.
1.4.1 Tijdelijke contracten en lonen
De vrees dat tijdelijke werkkrachten een lager loon zouden hebben dan hun corresponderende
permanente collega’s, is theoretisch niet altijd gegrond. Zo kunnen tijdelijke werknemers een
hoger loon krijgen als vergoeding voor de grotere jobonzekerheid. Dit ligt in lijn van wat de
theorie van compenserende loondifferentialen (Daniel C. en Sofer C., 1998) zegt, namelijk dat
slechte karakteristieken moeten gecompenseerd worden door een hoger loon (geciteerd in
Verhofstadt E. et al., 2003, p.135 – 162). Bovendien zijn er bijvoorbeeld in de IT-sector
specialisten die bewust een opeenvolging van tijdelijke contracten bij verschillende bedrijven
ondergaan. Dit kan men beschouwen als een soort van zelfstandige arbeid. Er zal in dergelijke
gevallen geen sprake zijn van lagere lonen (Booth A. L. et al., 2000). Een laatste mogelijke
verklaring voor hoge lonen bij tijdelijke arbeid kan worden gevonden vanuit de efficiënte
loontheorie (Shapiro C. en Stiglitz J.E., 1984, p. 433-444). Net zoals de signaling – en
12
screeningtheorie is deze theorie gedeeltelijk gebaseerd op asymmetrische informatie, in die
zin dat werkgevers problemen hebben bij het herkennen van de productiviteit van
werknemers: ze zijn niet in staat de “on the job effort” te observeren zonder kosten. Bij
volledige tewerkstelling en imperfecte monitoring zullen werknemers geneigd hebben nalatig
te zijn. Werkgevers willen dit voorkomen en zullen een hoger loon dan normaal aanbieden.
Hierdoor zal de straf van nalatigheid en het daaropvolgend ontslag zwaarder worden (Shapiro
C. en Stiglitz J.E., 1984, p. 433-444). Lonen worden dus systematisch hoger gezet dan het
marktruimend niveau (m.n. het marginaal product) met als doel de productiviteit van de
werknemers te stimuleren. Uit angst dat ze zullen ontslagen worden en dat ze moeilijk nieuw
werk zullen vinden7, zullen de werknemers inderdaad hiertoe een incentive krijgen (Rosser
J.B., 2003, p.3-21). Tijdelijke contracten vormen een aparte uitdaging voor werkgevers inzake
productiviteitsbevordering. Vanwege de lage bedrijfsbinding en daarmee mogelijk
samenhangend de lagere motivatie van de tijdelijke werknemer (Booth A. L. et al., 2002, p.
189-213; Giesecke J. en Gross M., 2003, p. 161-177) zal de werkgever volgens de efficiënte
loontheorie een hoger loon aanbieden in de hoop de werknemer te motiveren.
Er zijn echter ook redenen om een lager loon te verwachten bij tijdelijke werknemers. In
tegenstelling tot de vermelde efficiënte loontheorie kan men evengoed stellen dat het niet het
loon is dat de nodige incentives geeft tot verhoging van de productiviteit, maar wel het oog op
hernieuwing van het contract (OECD, 2002, p.127-187). Vandaar dat tijdelijke werknemers
een lager loon zullen aanvaarden en toch zeer productief zijn indien de kans op hernieuwing
van het contract groot is.
Lagere lonen worden ook voorspeld bij tijdelijke contracten vanuit de insider-outsidertheorie.
De basis van deze theorie ligt bij het bestaan van kosten, enerzijds bij ontslag van huidige
werknemers en anderzijds bij aanwerving en training van nieuwe werknemers. Deze labour
turnover costs bieden een belangrijke bron van marktmacht (onder de vorm van hogere lonen)
en bescherming (voor ontslag). We kunnen de arbeidsmarkt op basis hiervan in drie groepen
verdelen: insiders, outsiders en entrants met respectievelijk wel, geen en het oog op een
dergelijke bescherming. Wanneer outsiders worden aangeworven worden ze entrants. Als ze
dan reeds voldoende tijd in het bedrijf werken, kunnen ze opklimmen tot de status van insider
en dus marktmacht verwerven om lonen te onderhandelen, hoger dan het vereiste minimum
7
Het samenspel tussen hogere lonen en werkloosheid wordt geïllustreerd in Shapiro C. en Stiglitz J.E. (1984, p.
433-444). Indien alle bedrijven om de hierboven vermelde redenen hun lonen verhogen, zal de straf van
nalatigheid minder groot zijn omdat bij ontslag een andere job kan gevonden worden met eveneens een
voldoende hoog loon. De vraag naar arbeid zal echter dalen en hierdoor zal evenwichtswerkloosheid ontstaan.
Aldus zal de angst om werkloos te worden aanzetten tot hogere productiviteit.
13
om werknemers te motiveren en te behouden (Lindbeck A. en Snower D., 2002). Het is dus
vooral de ervaring en de senioriteit die een rol speelt. Hoe hoger, hoe meer bescherming. De
invulling van het begrip insider versus outsider loopt sterk uiteen: van tewerkgesteld ten
opzichte van werkloos tot vakbondsleden versus niet – leden en permanente werknemers ten
opzichte van tijdelijke (Lindbeck A. en Snower D., 2002). Permanente werknemers werken
immers reeds langer voor het bedrijf werken of hebben meer kans daar te blijven. Tijdelijke
werknemers vallen hierdoor uit de boot en dit kan leiden tot lagere lonen (Booth A. L. et al.,
2000), aangezien de onderhandelingen plaatsvinden tussen insiders en de werkgevers en de
outsiders hiervan uitgesloten worden. Deze laatste kunnen dan worden geconfronteerd met
slechtere omstandigheden dan insiders bijvoorbeeld qua loon (Lindbeck A. en Snower D.,
2002). Een mogelijk gevolg hiervan wordt beschreven in Lindbeck A. en Snower D. (2002, p.
4): “Specifically, some outsiders may be unable to work their way into insiders’ jobs even
though they are willing to work for less than insider wages (…).” De analogie met de
gesegmenteerde arbeidsmarkt is duidelijk.
Andere redenen voor een mogelijk lager loon bij tijdelijke contracten kunnen we vinden door
na te gaan waarom werkgevers tijdelijke contracten aanbieden en waarom werknemers deze
aanvaarden. Een eerste motief langs werkgeverszijde is de nood aan een veranderlijke pool
van tijdelijke werknemers om te kunnen inspelen op conjunctuurschommelingen. Dit
impliceert dat de werknemer slechts gedurende een korte tijd in het bedrijf zal werken.
Hierdoor gaat de werkgever niet willen investeren in training. Een lager loon kan dan het
gevolg zijn van het gebrek aan training (Booth A. L. et al., 2002, p. 189-213). Booth A. L. et
al. (2000) stellen dat in een dergelijke dynamische pool vooral werknemers zitten met een
lage ability wat aanleiding kan geven tot een lager loon. Deze straf is in dit geval vaak
permanent. Booth A. L. et al. (2000) plaatsen deze categorie tijdelijke werknemers dan
tegenover zij die omwille van screening “op proef” zijn aangenomen. Zij zullen een lager
loon ontvangen tijdens deze screenperiode. Indien dan hierna de werknemer permanent
tewerkgesteld wordt, krijgt hij of zij meteen ook een hoger loon aangeboden (Booth A. L. et
al., 2000).
Langs de kant van de tijdelijke werknemer kan men een groep onderscheiden die vrijwillig
een dergelijk contract is aangegaan omwille van de flexibiliteit. Vaak gaat dit ook samen met
een onwil te investeren in specifiek human capital. Investeringen in algemeen human capital
zijn rendabel omdat ze kunnen dienen voor verschillende bedrijven. Specifiek human capital
is qua gebruik echter beperkt tot één bedrijf. Gezien de grote kans op het verlaten van het
bedrijf, zullen werknemers de investering niet aangaan (Giesecke J. en Gross M., 2003, p.
14
161-177).
Het betreft vaak vrouwen, jongeren en ouderen. Vrouwen kunnen voor een
bepaalde periode een tijdelijke job uitoefenen om bijvoorbeeld financiële redenen en dan de
rest van de tijd voor de kinderen zorgen. Deze mogelijkheid van afwisselend korte perioden
werken biedt een permanent contract niet. Ook jongeren die nog een opleiding volgen,
verkiezen vaak de flexibiliteit van een tijdelijk contract, omdat ze hierbij eerst tijdelijk een
inkomen kunnen genereren en zich daarna verder kunnen concentreren op hun studies. Vaak
willen jongere werknemers ook nog niet investeren in specifiek human capital en hebben
daarom een voorkeur voor tijdelijke contracten (Booth A. L. et al., 2000). Oudere werknemers
worden geconfronteerd met een te korte periode om nog rendement te kunnen halen uit een
investering in specifiek human capital en zullen deze dan ook niet ondernemen. Vandaar dat
ze een beroep zullen doen op een tijdelijk contract.
Deze groepen krijgen bijgevolg een lager loon in ruil voor de flexibiliteit en (of) door gebrek
aan investering in specifiek human capital.
1.4.2. Tijdelijke contracten en training
In deze paragraaf schetsen we eerst kort het belang van training voor tijdelijke werknemers.
Nadien gaan we dieper in op de redenen waarom tijdelijke contracten zouden kunnen
uitgesloten worden van training. Veel hangt af van de aard van de training.
In een flexibele omgeving, waar levenslange tewerkstelling in één bedrijf niet meer geldt als
de norm, is training onmisbaar geworden. Dit draagt immers bij tot de “employability” van de
werknemer, d.i. de permanente mogelijkheid tewerkgesteld te worden in de interne en externe
arbeidsmarkt (Forrier A. en Sels L., 2003, p. 641-666). Bovendien leidt een gebrek aan
training tot lagere accumulatie van human capital wat een handicap betekent inzake
toekomstige carrièremogelijkheden (Scherer S., 2004, p.369-394). Varejão J. en Portugal P.
(2003) wijst ook nog op het gebruik van training als screeningmiddel, in combinatie met een
tijdelijk contract. Indien een werknemer op proef wordt aangenomen, kan dit ook gepaard
gaan met training om hem of haar klaar te stomen voor de permanente job (OECD, 2002,
p.127- 187, Forrier A. et al, 2003, p. 641-666, Varejão J. en Portugal P., 2003).
De Human Capital Theory, ontwikkeld door Becker G. (1964), stelt dat investering in training
resulteert uit de optimaliserende beslissingen van zowel de werknemer als de werkgever.
Slechts wanneer hun investering kan teruggevorderd worden (voor de werkgever onder de
vorm van een verhoogde productiviteit, voor de werknemer onder de vorm van een hoger
15
loon) zullen ze bereid zijn de kosten van training te dragen (Becker G., 1964 geciteerd in
Forrier A. en Sels L., 2003, p. 641-666). De pay-off van training is voor een bedrijf negatief
gerelateerd aan de waarschijnlijkheid dat de werknemer zal opstappen (Forrier A. en Sels L.,
2003, p. 641-666). Deze kans is bij een tijdelijke werknemer uiteraard hoger dan bij zijn of
haar permanente collega. Vandaar dat men bij een tijdelijk contract minder zal kunnen
rekenen op trainingsmogelijkheden aangeboden door de werkgever, tenzij de productiviteit
significant stijgt gedurende de korte periode van tewerkstelling. Dit is bijvoorbeeld het geval
bij initiële training. Tijdelijke werknemers worden met eenzelfde probleem geconfronteerd bij
hun investeringsbeslissing. De kans om het rendement van de investering in specifieke
training, met name het hoger loon nog te kunnen recupereren bij de huidige werkgever is
klein. Vandaar dat zij eerder dat soort training zullen financieren dat hun kansen vergroot op
de interne en externe arbeidsmarkt en waarbij de loonsverhoging voldoende is om de initiële
investering te kunnen recupereren (Forrier A. en Sels L., 2003, p. 641-666).
Meer formeel kan de beslissing te investeren in training als volgt worden voorgesteld. De
analyse is gedeeltelijk gebaseerd op Hamermesh D.S. en Rees A. (1984, geciteerd in Heijke
H., 1986, p.12-13). We maken een onderscheid tussen specifieke en algemene training en
gaan na wat de baten en kosten zijn in verschillende perioden. We geven hier de analyse voor
de werknemer. Daarna bespreken we kort deze voor de werkgever.
a) Specifieke training
•
Periode 0 tot n: op tijdstip 0 begint men in een eerste job en start men ook meteen met
de training welke loopt tot tijdstip n. Tijdens deze periode is er een loonverschil tussen
een job met opleiding en een zonder, omdat wordt verondersteld dat de training geldt
als een soort van compensatie.
•
Periode n tot e: na het beëindigen van de opleiding is er mogelijk een periode n tot e
waarin er geen loonverschil is. In het geval van specifieke training duurt het even
vooraleer de verworven vaardigheiden resulteren in een verhoogde productiviteit.
Tot hier toe is er geen onderscheid tussen tijdelijke jobs of vaste jobs. Vanaf e is er echter wel
een verschil.
•
Periode e tot T (voor tijdelijk contract) en periode e tot P (voor vast contract): vanaf e
worden de baten van training zichtbaar onder de vorm van een verhoogde
16
productiviteit. Dit leidt tot een hoger loon. Aangezien het specifieke training is, kan
men enkel genieten van de baten tijdens de periode dat men de job uitoefent. Voor een
tijdelijk contract is dit gelimiteerd tot het einde van het contract op tijdstip T. Een
vaste job is in principe van onbepaalde duur, waardoor de periode gelimiteerd is tot de
pensioenleeftijd.
Het loon is gelijk aan het marginaal product van arbeid zoals volgens de neoklassieke visie.
Anders dan bij de signalingtheorie is productiviteit nu wel een functie van opleiding. Verder
is het ook een kwadratische functie van de tijd waarbij men veronderstelt dat, naarmate men
de pensioensleeftijd nadert, de productiviteit afneemt. In de periode van training volgt het
loon de theorie van de compensating wage differentials en is het gelijk aan de marginale
productiviteit van iemand zonder opleiding verminderd met een constante die de vaste kost
van training weerspiegelt. Mathematisch kan men dit als volgt voorstellen:
w0 (t )
: loon zonder opleiding
wn (t )
: loon met opleiding (met n > 0)
= MP0 = f (0, t ) ∀t ∈ [ 0, T ] (tijdelijke job) of ∀t ∈ [ 0, P ] (vaste job)
= MPn = f (n, t )
∀t ∈ [ e, P ]
= MP0 = f (0, t )
∀t ∈ [ n, e ]
= MP0 − C ∀t ∈ [ 0, n ]
met MP
: marginale productiviteit van arbeid
∂f
∂f
∂² f
> 0,
= f (n, t ) en
> 0,
<0
∂n
∂t
∂t ²
De kosten en baten van training zijn dan in de eerste twee perioden gelijk voor een vaste job
en voor een tijdelijke job:
•
•
Periode [ 0, n ] : netto – kost
n
n
0
0
∫ w0 (t ).dt − ∫ wn (t ).dt
(1)
Periode [ n, e ] : geen kost of baat
(2)
Voor de derde periode is er, zoals reeds vermeld, een verschil tussen tijdelijke en vaste
contracten. In het tweede geval is de limiet van baten in principe de pensioenleeftijd, maar om
17
rekening te houden met vroegtijdige beëindiging van het contract, werken we met het
verwachte loon. Dit is het loon op tijdstip t vermenigvuldigd met de kans werkloos te zijn op
tijdstip t, indien men als eerste job een vast contract had. Voor tijdelijke contracten gaan we
ervan uit dat de werkgever het contract niet vroegtijdig zal beëindigen, maar dat het na de
periode T ook niet wordt omgezet in een vast contract of verlengd wordt8.
•
Tijdelijk contract : Periode [ e, T ] : netto - baat
T
T
e
e
∫ wn (t ).dt − ∫ w0 (t ).dt
•
(3a)
Vast contract: Periode [ e, P ] : netto - baat
P
∫ (1 − p
1t
e
P
).wn (t ).dt − ∫ (1 − p1t ).w0 (t ).dt
(3b)
e
met p1t: kans op werkloosheid op tijdstip t indien eerste job = vast
Om te weten of de investering rendabel is of niet, moet men de netto - baten verminderen met
de netto - kosten over de drie perioden. Indien dit netto – resultaat na verdiscontering met
discontofactor r9 positief is, zal men beslissen te investeren in training.
Investeren door tijdelijke werknemer
T
T
− rt
− rt
∫ wn (t ).e .dt − ∫ w0 (t ).e .dt e
e
n
n
− rt
− rt
∫ w0 (t ).e .dt + ∫ wn (t ).e .dt > 0
0
(4a)
0
Investeren door vaste werknemer:
8
De analyse kan uitgebreid worden om een mogelijke voortzetting van de tijdelijke arbeidsovereenkomst na
tijdstip T in rekening te brengen. Op tijdstip T kan de tijdelijke werknemer ofwel werkloos worden, ofwel bij
dezelfde werkgever een tijdelijk (duur T) of vast contract krijgen. Stel de respectievelijke kansen op deze
verschillende alternatieven gelijk aan p2T (analoog aan p1t bij vergelijking 3b)), pTC en 1-p2T – pTC. De baten van
training verkrijgt men door aan vergelijking 3a twee termen toe te voegen vermenigvuldigd met de zojuist
vermelde kansen:
9
T'
P
T '

P

(3a ) + pTC  ∫ wn (t ).dt − ∫ w0 (t ).dt )  + (1 − p2T − pTC )  ∫ wn (t ).dt − ∫ w0 (t ).dt ) 
T
T
T

T

Deze discontofactor weerspiegelt de risico-aversie van de werknemer en wordt verondersteld in dit geval gelijk
te zijn voor tijdelijke en permanente werknemers.
18
P
P
− rt
− rt
∫ (1 − p1t ).wn (t ).e .dt − ∫ (1 − p1t ).w0 (t ).e .dt e
e
n
n
− rt
− rt
∫ w0 (t ).e .dt + ∫ wn (t ).e .dt > 0
0
(4b)
0
Men zou een tijdstip t* kunnen bepalen waarop de verdisconteerde baten gelijk zijn aan de
verdisconteerde kosten. Voor een tijdelijke werknemer bestaat er de kans dat dit tijdstip na T
ligt, waardoor de verdisconteerde netto – baten negatief zijn en men dus niet zal investeren in
training. Voor een vaste werknemer bestaat dit risico niet en zullen de netto – baten, bij een
voldoende lage kans op werkloosheid, meer waarschijnlijk positief zijn waardoor men zal
beslissen tot investering in opleiding.
Figuur 2: De investeringsbeslissing in training
w
wn
w0
n e
T
P
t
Bron: gedeeltelijk gebaseerd op Hamermesh D.S. en Rees A., 1984, “The Economics of Work and Pay”, in:
Heijke H. (1996)
Algemene opleiding
De investeringsbeslissing voor algemene opleiding is gelijkaardig aan die voor specifieke
opleiding voor de eerste twee perioden. Vergelijkingen (1) en (2) blijven dus behouden. Het
ontbreken van een loonverschil gedurende een periode [n, e] na voltooiing van de opleiding
wordt verklaard doordat de verhoogde productiviteit via verworven algemene vaardigheden
gecompenseerd wordt door een gebrek aan on the job ervaring ten opzichte van iemand die
geen training gevolgd heeft en fulltime met zijn werk bezig kon zijn. Het verschil met
19
specifieke opleiding situeert zich in de laatste periode. Aangezien men heel zijn
arbeidsmarktcarrière deze training zal kunnen gebruiken, is deze dus niet jobgebonden. Dit
betekent dat de periode waarin men de baten ervan ondervindt zowel voor een tijdelijke job
als voor een vast contract gelimiteerd is tot de pensioenleeftijd. Het lijkt er dus op dat er niet
langer een onderscheid is tussen permanente en tijdelijke werknemers inzake de beslissing
training te volgen. Toch blijft er een verschil. Zoals in de literatuur reeds werd aangehaald
(segmentatietheorie) en verder in dit onderzoek zal blijken, betekent starten met een tijdelijke
job dat men een hogere kans heeft op werkloosheid dan wanneer men een vast contract zou
hebben als eerste job. Dit verschil zou echter uitvlakken in de tijd, omwille van factoren als
leeftijd, ervaring en doorstromen naar vaste jobs.
Concreet betekent dit dat vergelijking (3a) de vorm van vergelijking (3b) overneemt, voor
vaste jobs verandert er niets.
P
∫ (1 − p
2t
e
P
).wn (t ).dt − ∫ (1 − p2t ).w0 (t ).dt
(3a’)
e
P
P
e
e
∫ (1 − p1t ).wn (t ).dt − ∫ (1 − p1t ).w0 (t ).dt
(3b)
met p1t: kans op werkloosheid op tijdstip t indien eerste job = vast
p2t: kans op werkloosheid op tijdstip t indien eerste job = tijdelijk
en p1t < p2t ,
∂pit
∂ ( p2t − p1t )
<0
< 0,
∂t
∂t
Dit leidt tot volgende voorwaarden om te investeren in algemene opleiding gedurende een
periode [0,n]:
Investeren door tijdelijke werknemer
P
∫ (1 − p
2t
e
P
n
).wn (t ).e .dt − ∫ (1 − p2t ).w0 (t ).e .dt − rt
∫ w (t ).e
− rt
− rt
0
e
0
n
.dt + ∫ wn (t ).e− rt .dt >0 (4a)
0
Investeren door vaste werknemer
P
∫ (1 − p
1t
e
P
n
n
).wn (t ).e .dt − ∫ (1 − p1t ).w0 (t ).e .dt - ∫ w0 (t ).e .dt + ∫ wn (t ).e− rt .dt >0 (4b)
− rt
e
− rt
0
− rt
0
Ook nu hebben tijdelijke werknemers een grotere waarschijnlijkheid dat hun investering in
training niet rendabel zal zijn. De laatste twee termen zijn gelijk in beide vergelijkingen. Voor
20
tijdelijke werknemers zorgt de hogere kans op werkloosheid ervoor dat het verschil tussen de
eerste twee termen kleiner is, d.w.z. dat de baten kleiner zijn dan die voor vaste werknemers.
Hierdoor zullen tijdelijke werknemers minder trainingsinitatieven aanvaarden in hun eerste
job.
De analyse vanuit werkgeverstandpunt is gelijkaardig voor specifieke training, aangezien loon
gelijk wordt gesteld aan marginale productiviteit waardoor de baten gelijk zijn voor
werkgever en werknemer. De kosten zijn ook gelijk, met dit verschil dat deze nu gedragen
worden door de werkgever en dus in mindering gebracht worden met de productiviteit van de
werknemer. Voor de werkgever die training financiert van een tijdelijke werknemer bestaat de
kans dat het moment waarop de verdisconteerde netto-baten nul zijn na tijdstip T ligt,
waardoor de investering niet zal worden uitgevoerd. Ook hier gaan we er vanuit dat de
arbeidsovereenkomst niet zal worden voortgezet.
Voor algemene training gefinancierd door de werkgever is er wel een verschil ten opzichte
van de voorgaande analyse. Immers, waar de werknemer tot aan de pensioenleeftijd kon
genieten van de baten van algemene training, geldt dit niet voor de werkgever. Voor hem
blijft het zo dat na tijdstip T de baat verloren is, tenzij hij de tijdelijke werknemer dan
opnieuw een contract aanbiedt. Bij een vaste werknemer stelt zich dit probleem enkel in geval
van ontslag.
1.4.3. Tijdelijke contracten en subjectieve gevoelens van jobonzekerheid en jobtevredenheid
Het begrip jobzekerheid omvat de algemene onzekerheid betreffende de toekomstige
jobkarakteristieken, beloningen en duur. Het belang van jobzekerheid manifesteert zich in het
feit dat vertrouwen in de continuïteit en vooruitgang van tewerkstelling cruciaal is voor
arbeidskwaliteit (Green F., 2003). In de meeste jobs worden werknemers wel in bepaalde
mate geconfronteerd met onzekerheid. Nulonzekerheid is een utopie. Green F. (2003)
beschrijft jobonzekerheid als onzekerheid over de actuele waarde (V) van het huidige en het
toekomstige inkomen. De werknemer schat verschillende mogelijke uitkomsten waarbij hij
ook een bepaalde norm vastlegt, V*: de actuele waarde die hij normaal zou verkrijgen bij
continue tewerkstelling en normale loonstijgingen. Hij kan echter vrezen dat deze norm niet
wordt gehaald en dat hij geconfronteerd zal worden met een verlies (v).
21
v = V* - V
met
V* = norm
V = actuele waarde huidig en toekomstig inkomen
v = verlies
jobonzekerheid = f ( E [ v ] , var [ v ]) met
∂f
∂f
> 0,
>0
∂E [ v ]
∂ var [ v ]
Aldus bekomt hij een verdeling van alle mogelijke uitkomsten met een bepaald gemiddelde
(E[v]) en een bepaalde variantie (var[v]). We definiëren jobonzekerheid als functie van E[v]
en var[v]. De jobonzekerheid stijgt bij stijgend gemiddelde en bij stijgende variantie van het
verlies of, anders geformuleerd, bij toename van het verwachte verlies of bij stijging van de
onzekerheid (Green F., 2003).
Zelfs indien de onzekerheid van positieve aard is, bijvoorbeeld bij promotiemogelijkheden,
leidt dit toch tot een lagere welvaart bij risico – averse werknemers omdat de verdeling van
potentiële toekomstige inkomensstromen breder is geworden (de variantie toegenomen). Met
behulp van vorige formule kunnen we nagaan waarom tijdelijke contracten zouden kunnen
samengaan met verhoogde jobonzekerheid. Zoals reeds gezegd bestaat er steeds een mate van
onzekerheid, of je nu permanent of tijdelijk bent aangesteld. Men kan echter vermoeden dat
deze bij tijdelijke werknemers hoger ligt, omdat het toekomstige inkomen veel minder zeker
is. Dit kan te wijten zijn aan de hogere kans op werkloosheid, alsook aan de hogere
variabiliteit van het inkomen tussen verschillende jobs.
Aangezien jobzekerheid de kwaliteit van arbeid beïnvloedt, heeft zij ook een impact op de
tevredenheid van de werknemer. Vaak wordt jobtevredenheid voorgesteld als een nutsfunctie
waarbij het nut afhankelijk is van het inkomen, de werkuren, individuele karakteristieken en
jobspecifieke kenmerken (Verhofstadt E. en Omey E., 2003). Het effect van een tijdelijk
contract is in theorie niet eenduidig. Logisch gezien speelt het feit dat een werknemer
vrijwillig een tijdelijke job uitoefent of niet, een belangrijke rol. Sommige mensen verkiezen
eerder een stabiele job die hen een zeker inkomen oplevert, ook al verliezen ze hierdoor een
stuk flexibiliteit. Anderen verkiezen een tijdelijk contract net omwille van de flexibiliteit; de
mindere zekerheid of andere mogelijke slechte jobkarakteristieken nemen ze er dan graag bij
(Bardasi E. en Francesconi M., 2003, p.1671-1688).
22
1.5 Tijdelijke contracten en carrièremogelijkheden
De vraag naar het effect van tijdelijke contracten op de toekomstige carrièremogelijkheden
hoort thuis in de brede literatuur rond de intrede in de arbeidsmarkt. Hierbij worden, naast
tijdelijke contracten, ook de effecten behandeld van scholingsniveau en werkloosheid bij het
begin van de loopbaan (Steijn B. et al., 2004). Inzake de relatie tussen tijdelijke contracten en
verdere carrière kan men drie hypotheses terugvinden in de literatuur. Ten eerste is er de
hypothese van tijdelijke contracten als tussenstation (Zijl M. en van Leeuwen M. J., 2004).
Deze vinden we terug onder de vorm van de entry port hypothese (Contini B. et al., 1999,
geciteerd in Scherer S., 2004, p.369-394) en de wachtkamerhypothese (Asselberghs K. et al.,
1998, geciteerd in Steijn B., 1999, p.90-105) die beide het tijdelijke karakter van de eerste job
benadrukken. Het begrip van “entry ports” of toegangskanalen werd door Kerr C. (1954)
omschreven als jobs waar externen kunnen worden aangenomen en waartussen onderlinge
concurrentie speelt. Dergelijke jobs vormen de grens tussen de onderneming en de externe
arbeidsmarkt. Binnen de onderneming geldt er geen onderlinge concurrentie door de invloed
van instituten (Kerr C., 1954, geciteerd in Verhofstadt E. et al., 2003, p.135 – 162). Dunlop J.
(1966) definieerde dit als de interne arbeidsmarkt (zie supra Doeringer P. en Piore M.).
Promotieladders beginnen aldus onderaan met competitieve entry ports. Nadien moeten
werknemers geen concurrentie meer ondergaan met externen bij verdere promotie (Dunlop J.,
1966, geciteerd in Verhofstadt E. et al., 2003, p.135 – 162). Na het met succes voltooien van
een eerste, tijdelijke job kan de werknemer de interne arbeidsmarkt betreden en kan hij
rekenen op een vlugge opwaartse mobiliteit en een stabilisatie van de carrière. Vanuit een
dergelijk perspectief heeft een tijdelijk contract als eerste job geen negatief effect op de
verdere carrièremogelijkheden (Scherer S., 2004, p.369-394). Eenzelfde visie vinden we ook
terug onder de wachtkamerhypothese (Steijn B., 1999, p.90-105) waarbij men eerst, omwille
van mindere economische omstandigheden, genoegen moet nemen met een “slechtere” baan
(tijdelijk contract) om dan later een betere job (permanent contract) te vinden (Steijn B., 1999,
p. 90-105).
Een tweede hypothese die reeds vaak in de literatuur werd onderzocht, is deze van tijdelijke
contracten als stepping stone of springplank. Dit gaat verder dan gewoon een tussenstation:
niet alleen ondervindt de verdere carrière geen negatieve effecten, een tijdelijk contract als
eerste job biedt zelfs een voordeel, bijvoorbeeld ten opzichte van werkloos blijven (Scherer
S., 2004, p.369-394). De screeningtheorie geeft een eerste reden waarom tijdelijke contracten
mogelijk als stepping stone kunnen fungeren: productieve werknemers laten zich signaleren
23
door hun bereidheid tot screening op basis van tijdelijke tewerkstelling (Ichino A. et al.,
2004). Verder biedt een tijdelijke job het voordeel dat je sociale contacten legt, human capital
verwerft en informatie krijgt over vacatures voor vaste in dienst name (Ichino A. et al. 2004).
Aldus bieden tijdelijke jobs een springplank naar een verder gunstig carrièreverloop door het
vindproces van een vaste baan te versnellen. Bovendien kunnen ze de mogelijkheid geven aan
bepaalde zwakkere arbeidsmarktparticipanten om toch uiteindelijk een vaste job te vinden
(Zijl M. en van Leeuwen M. J., 2004).
Ten derde is er de entrapmenthypothese die meent dat tijdelijke contracten verdere
carrièremogelijkheden inperken. Er wordt hiervoor verwezen naar de theorie van
gesegmenteerde arbeidsmarkten en de signalingtheorie. Indien tijdelijke contracten tot het
secundaire segment behoren, betekent dit dat omwille van de lage mobiliteit tussen de
segmenten, de kansen op een permanent contract (d.i, mobiliteit naar primair segment)
miniem zijn. Bijgevolg is er dan sprake van een val. Bovendien kan een werkgever een
tijdelijk contract bij de vorige werkgever gebruiken als signaal bij rekrutering. Indien immers
de vorige werkgever de werknemer niet permanent in dienst heeft genomen (na screening),
waarom zou hij het dan wel doen (Scherer S., 2004, p.369-394; Ichino A., 2004). Bij
dergelijke negatieve signalen zal het gevaar van vast te roesten in een patroon van tijdelijke
contracten toenemen. Het risico van tijdelijke contracten als negatief signaal komt logisch
gezien voor bij die groepen of die sectoren waar tijdelijke jobs eerder zeldzaam zijn, zoals bij
mannen en de private sector (Korpi T. en Levin H., 2001, p. 127-148).
Er moet een onderscheid gemaakt worden tussen het entrapmenteffect van één tijdelijk
contract en dat van meerdere. In het laatste geval zit men in de sfeer van duureffecten zoals
men die ook bij werkloosheid heeft. Een opeenvolging van tijdelijke jobs, afgewisseld met
perioden van werkloosheid, kan zowel een positief als een negatief effect hebben. Enerzijds
zorgt dit immers voor een accumulatie van niet-werkspecifieke productiviteit en levert het de
werknemer een netwerk van connecties op, wat nuttig kan zijn bij het verdere carrièreverloop.
Zo kan een bagage aan tijdelijke contracten een signaal zijn van een onvoorwaardelijke
bereidheid tot werken (Gagliarducci S., 2002; Ichino A., 2004). We komen hier dus opnieuw
terecht bij tijdelijke jobs als springplank. Anderzijds gaat een sequentie van tijdelijke
contracten gepaard met een depreciatie van human capital. Dit wordt veroorzaakt door de
korte perioden van werkloosheid tussen beëindiging van een tijdelijk contract en het vinden
van een nieuwe job, alsook door het gedeeltelijk verlies van werkspecifieke productiviteit die
men verkregen heeft bij het uitoefenen van de job. Indien er een directe relatie bestaat tussen
human capital en het waargenomen niveau van productiviteit (hierbij is productiviteit, in
24
tegenstelling tot wat de signalingtheorie beweert, wel een functie van het human capital)
(Mincer J. en Ofek H., 1982, geciteerd in Gagliarducci S., 2002) en de werkgever zich op dit
laatste baseert bij screening, zal depreciatie c.p. de kans op een permanent contract
verkleinen. Bovendien geeft een sequentie van tijdelijke contracten een negatief signaal, net
zoals hierboven vermeld bij een verleden van slechts één tijdelijke job. Alleen zal het signaal
nu sterker zijn en kan het bovendien wijzen op een nog zoekende werknemer met weinig
bedrijfsbinding. Op die manier ontstaat er een negatief duration dependence effect of, anders
gezegd, een val (Gagliarducci S., 2002).
2. Onderzoeksvragen
2.1. Wie houdt tijdelijke contracten en waarom?
Een eerste interessante onderzoeksvraag is wie tijdelijke arbeid uitoefent. Welke
karakteristieken, zowel persoonlijke als jobgerelateerde, bezitten tijdelijke werknemers? Dit
kan onder andere betrekking hebben op scholing (testen van de U-vorm), leeftijd, geslacht,
sector (privé versus publiek) of functie (arbeider versus bediende). We kunnen hierbij ook
nagaan wie welke soort tijdelijke arbeid (bijvoorbeeld interim-arbeid) uitoefent. Indien de
groep tijdelijke werkers sterk heterogeen is, zullen we hiermee rekening moeten houden bij
het oplossen van vraagstukken zoals wie er een hogere doorstroomkans heeft naar permanente
jobs. Het antwoord op dergelijke vragen kan immers verschillen naargelang de
karakteristieken van de tijdelijke werknemer. Mogelijk kunnen bepaalde categorieën
werknemers via tijdelijke jobs een plaats opeisen in de arbeidsmarkt, waar ze anders in de
werkloosheid gebleven waren.
Uit de theoretische beschouwingen kunnen we volgende hypothesen afleiden (aangezien ons
eigen empirisch onderzoek zich beperkt tot de eerste job, formuleren we geen hypothesen
over leeftijd):
H1 (U-vorm): a) vanuit de segmentatietheorie: een oververtegenwoordiging van
laaggeschoolden
b) vanuit de screeningtheorie: een oververtegenwoordiging van
hooggeschoolden
25
H2: vanuit argumenten van flexibiliteit, uitstel investering in specifiek human capital,
preferentie tijdelijke job t.o.v. werkloosheid en zwakke arbeidsmarktpositie: een
oververtegenwoordiging van vrouwen
Het is ook van belang stil te staan bij de redenen waarom men een tijdelijk contract aangaat.
Reeds behandelde redenen zijn flexibiliteit en uitstel van investering in specifiek human
capital, welke zorgen voor een voorkeur voor tijdelijke jobs ten opzichte van permanente.
Daarnaast kan er ook een voorkeur bestaan van tijdelijke contracten ten opzichte van
werkloosheid. Verscheidene argumenten kunnen hiervoor aangehaald worden. Ten eerste treft
het probleem van imperfecte informatie niet alleen de werkgever (zie supra) maar ook de
werknemer en dit inzake tewerkstellingscondities zoals loon. Deze informatieproblemen
komen vaak voor bij jongeren (Korpi T. en Levin H., 2001, p. 127-148). Door in
verschillende jobs te werken kan men dan voldoende informatie verwerven en uiteindelijk een
goede match (individu - job) vinden wat het risico op werkloosheid in de toekomst verkleint
(Korpi T. en Levin H., 2001, p. 127-148). Een tweede argument vinden we in de reeds
vermelde screeningtheorie. Indien men bewust is van deze strategie van werkgevers, gaat men
bereid zijn tot het aanvaarden van een tijdelijk contract om zich te kunnen laten screenen
(Korpi T. en Levin H., 2001, p. 127-148). Ten derde interpreteren werkgevers werklozen vaak
als niet-productief. Werkloosheid kan dus een negatief signaal geven, waardoor een tijdelijk
contract een beter alternatief lijkt. Een vierde argument brengt ons terug naar de Human
Capital theorie van Becker G. (1964). Het aanvaarden van een tijdelijke job kan gezien
worden als een investering in human capital. Werkloosheid zorgt immers voor depreciatie van
specifieke en algemene vaardigheden (Gagliarducci S., 2002; Korpi T. en Levin H., 2001, p.
127-148). Tenslotte leveren tijdelijke jobs de werknemer in kwestie een netwerk van sociale
contacten op en informatie over bepaalde interne vacatures. Dit zijn allemaal voordelen die
men niet heeft indien men werkloos zou blijven (Korpi T. en Levin H., 2001, p. 127-148;
Ichino A. et al., 2004). Categorieën met een hogere kans op werkloosheid, zoals vrouwen,
jongeren en laaggeschoolden, zouden dus om bovenstaande redenen eerder een tijdelijke job
prefereren.
Het kan tenslotte ook zijn dat de persoon in kwestie minder kans heeft op een permanent
contract omwille van zijn of haar zwakke positie in de arbeidsmarkt en vandaar genoegen
moet nemen met een tijdelijke job. Jongeren en laaggeschoolden zijn hier voorbeelden van.
26
2.2. Relatie tussen tijdelijke contracten en andere jobkarakteristieken.
Of tijdelijke contracten het label van slechte job moeten krijgen, is een empirische vraag.
Maar al te vaak wordt bijna axiomatisch opgelegd dat non-standaard, d.i. geen fulltime
permanent, werk karakteristieken heeft beneden bepaalde normen (McGovern P. et al., 2004,
p.225-249). Pas door empirisch te toetsen of kenmerken van slechte jobs van toepassing zijn
op tijdelijk werk en of er een relatief verschil is met permanent werk, kan men hierover een
uitspraak doen. Indien dit inderdaad het geval blijkt, is dit een aanwijzing voor een
dualisering van de arbeidsmarkt op basis van het contracttype. Dergelijk onderzoek blijft tot
op zekere hoogte arbitrair. Men kan zich inbeelden dat er nog heel wat andere zaken naast de
tewerkstellingsstatus bepalen of men in een goede job zit of niet. Lowe G.S. en Schellenberg
G. (2001, p. 1-34) stellen dat de kenmerken van een slechte job veel verder gaan dan enkel
loon, voordelen en zekerheid: ook sociale, psychologische en bedrijfsspecifieke kenmerken
spelen een rol. In heel wat onderzoeken gaat men na of er een link bestaat tussen
contractstatus en slechte jobkarakteristieken. Enerzijds kan men de vraag stellen of tijdelijke
jobs systematisch slechter scoren op wat als standaardkenmerken van goede jobs worden
aanzien (loon, loongroei en voordelen). Loongroei is van belang voor de analyse omdat de
afstraffing van tijdelijke contracten inzake lonen kan worden goedgemaakt in de verdere
carrière door een hogere loongroei. Dit zou de entrapmenthypothese tegenspreken. Wat
betreft voordelen kan men kijken naar betaalde vakantie, betaald ziekteverlof,
werkloosheidsverzekering, zwangerschapsverlof, pensioenen. In sommige landen worden
deze verschaft vanuit de overheid. Dit geldt voor de meeste Europese landen en dus ook voor
België. In de Verenigde Staten ligt deze verantwoordelijkheid echter bij de werkgevers, op
een vrijwillige basis. Het is dus logisch dat vooral in zulke systemen tijdelijke werknemers in
een zwakke positie zitten. Bovendien heerst er het probleem dat pensioensrechten verworven
bij één werkgever niet kunnen worden overgedragen bij het verlaten van de job. In andere
landen bestaat er allerlei wetgeving opdat tijdelijke werknemers niet zouden uitgesloten
worden. Er kan echter een kloof zijn tussen de verkregen voordelen van tijdelijke werknemers
en de voordelen waarop ze wettelijk gezien recht hebben, maar hierover zijn er weinig
gegevens beschikbaar (OECD, 2002, p.127-187). In ons onderzoek zullen we focussen op het
effect van tijdelijke contracten op het loon en op extralegale voordelen.
Anderzijds is het ook van belang aandacht te hebben voor andere kenmerken zoals training,
jobtevredenheid en jobonzekerheid. Het belang van jobtevredenheid manifesteert zich onder
andere in het effect op productiviteit, absenteïsme en turnover (Verhofstadt E. en Omey E.,
2003). Het probleem is dat het samen met jobonzekerheid eerder een subjectieve indicator is
27
en dat velen nogal sceptisch staan tegenover het gebruik ervan in economische analyses. We
hebben echter reeds de visie van Lowe G.S. en Schellenberg G. (2001, p.1-34) aangehaald
inzake het belang van psychologisch elementen. Ook Freeman R. (1978) meent dat
jobtevredenheid heel wat nuttige informatie biedt om economisch gedrag te verklaren
(Freeman R., 1978 geciteerd in Verhofstadt E. en Omey E., 2003). Ward M.E. en Sloane P.J.
(2000) stellen bovendien dat niet zozeer het exacte niveau van jobtevredenheid of
jobzekerheid belangrijk is, maar wel de perceptie van de werknemer. Als deze een hoge
jobtevredenheid (of jobzekerheid) percipieert zal dit leiden tot hogere productiviteit (of
hogere jobtevredenheid), wat het exacte niveau ook is (Ward M.E. en Sloane P.J., 2000,
geciteerd in Verhofstadt E. en Omey E., 2003). Logisch gezien zouden vooral die werknemers
een lage jobtevredenheid vertonen, die onvrijwillig een tijdelijke job hebben geaccepteerd.
Jobonzekerheid zal ook meer voorkomen bij die categorieën. Sommige vormen van tijdelijke
contracten zullen minder het gevoel van onzekerheid opwekken. Uitzendkrachten kunnen
bijvoorbeeld het uitzendbureau als hun permanente werkgever beschouwen. Of bepaalde
contracten voor onderzoekers of specialisten zullen ook minder gepaard gaan met
onzekerheid. In ons empirisch onderzoek maken we slechts een onderscheid tussen twee
categorieën tijdelijke contracten: één inclusief interim-arbeid en tewerkstellingsmaatregelen
en één zonder.
Uit de theoretische beschouwingen kunnen we volgende hypothesen afleiden:
H3:
a) vanuit o.a. compenserende loondifferentialen en efficiënte loontheorie: tijdelijke
contracten hoger loon en meer extralegale voordelen
b) vanuit o.a screeningtheorie, insider – outsider – theorie: tijdelijke contracten lager
loon en minder extralegale voordelen
H4:
vanuit human capital theorie: tijdelijke contracten minder training
H5:
vanuit literatuur (Green F., 2003): tijdelijke contracten lagere jobzekerheid
H6:
a) vanuit literatuur (Bardasi E. en Francesconi M., 2003, p.1671-1688): tijdelijke
contracten hogere jobtevredenheid
b) vanuit literatuur (Bardasi E. en Francesconi M., 2003, p.1671-1688): tijdelijke
contracten lagere jobtevredenheid
2.3. Tijdelijk werk: tussenstation, springplank of val?
Een derde onderzoeksvraag die heel wat aandacht krijgt in de literatuur is deze van een
tijdelijk contract als springplank naar permanent werk of als val. Wij voegen hier nog een
28
derde mogelijkheid aan toe, met name deze van tussenstation. Aldus kunnen we de
onderzoeksvraag als volgt herformuleren: Biedt tijdelijke arbeid wat betreft verdere
carrièremogelijkheden een goed of zelfs beter alternatief voor werkloosheid of is er een
gevaar om vast te blijven zitten in een patroon van tijdelijke tewerkstelling afgewisseld met
perioden van werkloosheid?
Het onderzoek naar deze vragen heeft verschillende dimensies. Als eerste dimensie kunnen
beide alternatieven, werkloosheid of tijdelijk contract, simultaan of apart worden onderzocht
(Steijn B. et al., 2004). Het belang van de relatie tijdelijke contracten – werkloosheid vindt
men onder andere terug bij de voorstanders van arbeidsmarktflexibilisering. Zij wijzen op de
verhoogde arbeidsmarktmobiliteit voor bepaalde categorieën, omdat zij dankzij een tijdelijk
contract toegang hebben tot de arbeidsmarkt waar zij vroeger werkloos waren gebleven
(Giesecke J. en Gross M., 2003, p. 161-177). Men kan bijvoorbeeld de snelheid waarmee
tijdelijke werknemers een vaste job vinden vergelijken met zij die werkloos blijven. Ten
tweede kan men het effect van de wijze van intrede in de arbeidsmarkt nagaan op
verschillende uitkomsten zoals kans op werkloosheid, opwaartse en neerwaartse mobiliteit en
kans op permanent werk. Een derde dimensie is rekening houden met de heterogeniteit van de
intreders en aldus onderscheid maken naargelang bijvoorbeeld scholing, geslacht, leeftijd en
aard van het tijdelijk contract. Hierbij kan ook de geldigheid van de screeningtheorie getest
worden. Indien een variabele voor productiviteit wordt ingevoerd en deze een significant
positieve invloed heeft op de doorstroomkans, dan kan dit een aanwijzing vormen voor de
screeningtheorie (Booth A. L. et al., 2002, p.189-213). Een vierde dimensie is het aantal
tijdelijke contracten dat men in rekening neemt. Ten vijfde kan men zowel een retrospectieve
als forward-looking analyse uitvoeren. In het eerste geval kijkt men bijvoorbeeld naar de
contractstatus van een tijdelijke werknemer één jaar voordien, bij een forward-looking
analyse naar de status één jaar nadien (OECD, 2002, p.127-187). Ten slotte (zesde dimensie)
moet men een onderscheid maken tussen tijdelijk werk als tussenstation, als springplank en
als val. Het onderscheid tussen de eerste twee wordt in de literatuur vaak niet gemaakt en men
spreekt in het algemeen van de stepping stone hypothese die men dan plaatst tegenover de
visie dat tijdelijke contracten een val zouden vormen. Toch is er een verschil. Bij tijdelijk
werk als tussenstation stroomt er een aanzienlijk aantal tijdelijke werknemers door naar vast
werk (cfr. wachtkamerhypothese en entry port hypothese), bij het springplankeffect treedt er
versnelling op in het vindproces van een permanente baan (cfr. stepping stone hypothese)
(Zijl M. en van Leeuwen M. J., 2004; Scherer S., 2004, p.369-394). De entrapmenthypothese
kan tenietgedaan worden indien onderzoek zou uitwijzen dat iedereen eenzelfde kans heeft op
29
tijdelijk werk, dat de kans op een nieuwe tijdelijke job na de beëindiging van een tijdelijke job
gelijk is aan de kans op een vaste positie en de kans op werkloosheid ook gelijk is voor
tijdelijke en permanente werknemers (Giesecke J. en Gross M., 2003, p. 161-177). Steijn B. et
al. (2004) benadrukken ook nog het belang dat tijdelijke contracten geen negatief effect
mogen hebben op de status van de vaste positie die men uiteindelijk zou kunnen bekomen
(cfr. opwaartse en neerwaartse mobiliteit).
We bekomen volgende hypothesen:
H7: vanuit de entry port-hypothese en wachtkamerhypothese: tijdelijke werknemers
stromen door naar vaste jobs.
H8: vanuit stepping stone-hypothese: tijdelijke werknemers stromen sneller door dan
werklozen naar vaste jobs.
H9: vanuit entrapmenthypothese: tijdelijke werknemers zitten gevangen in een patroon
van tijdelijke jobs en tussentijdse werkloosheid en stromen m.a.w. niet makkelijk door
naar vaste jobs.
3. Literatuuroverzicht van empirische studies over tijdelijke contracten
Na het overzicht van de theorie en het formuleren van de onderzoeksvragen, wordt de
bestaande empirische literatuur hieromtrent toegelicht.
3.1 Wie heeft een tijdelijk contract en waarom?
3.1.1 Wie heeft een tijdelijk contract: descriptief onderzoek
Korpi T. en Levin H. (2001, p. 127-148) stellen dat vrouwen en jongeren
oververtegenwoordigd zijn bij tijdelijke jobs. OECD (2002, p.127-187) voegt daar ook nog
laaggeschoolden aan toe. Gemiddeld genomen (over alle OECD - landen) hebben jongeren
(15-24 jaar) drie keer meer kans een tijdelijke job uit te oefenen dan oudere werknemers. De
verschillen tussen geslacht zijn vooral groot in België en Finland. Zij die minder dan een
secundair diploma hebben, worden meer tewerkgesteld in tijdelijke jobs (het percentage
tijdelijke werknemers ligt bij laaggeschoolden 60% hoger dan bij meer geschoolden). De Uvorm geldt hier dus blijkbaar niet. Er zijn wel verschillen qua landen. Zo zijn tijdelijke
contracten in het Verenigd Koninkrijk toch vooral terug te vinden bij hooggeschoolden
30
(OECD, 2002, p.127-187). Tijdelijke jobs zijn in grote mate pink collar jobs (dienstenjobs
met weinig vereiste skills) en komen frequenter voor bij kleine ondernemingen dan bij
(middel)grote. Interessant is ook dat tijdelijke werknemers meer waarschijnlijk parttime
werken dan permanente werknemers.
Morris M.D.S. et al. (2001, p.373-390) komen, bij vergelijking van de karakteristieken van
permanente en tijdelijke werknemers, voor de Verenigde Staten tot gelijkaardige
vaststellingen wat betreft scholing, geslacht en leeftijd. Bovendien hebben de tijdelijke,
vrouwelijke werknemers gemiddeld meer kinderen en oefenen ze vaak jobs uit in de
administratieve ondersteuning (pink collar). De meeste tijdelijke jobs van mannen zijn
daarentegen blue collar (Morris M.D.S. et al., 2001, p.373-390).
Polivka A. et al. (2000, p.41-94) baseren zich ook op Amerikaanse data en komen tot dezelfde
bevindingen voor geslacht en leeftijd. Wat betreft scholing zijn de resultaten genuanceerder.
Zo hebben uitzendkrachten meestal een lagere scholing dan hun permanente collega’s. Bij
tijdelijke werknemers die rechtstreeks door het bedrijf zijn aangenomen, stellen ze echter de
U-vorm vast: de beide extremen van scholing zijn sterker vertegenwoordigd: meer dan 13%
had een voortgezette opleiding voltooid en bijna 16% had zijn middelbare school niet
afgemaakt, terwijl bij permanente fulltimers de percentages respectievelijk 9% en 10% waren
(Polivka A. et al., 2000, p.41-94).
3.1.2 Wie heeft een tijdelijk contract: econometrisch onderzoek
McGinnity F. et al. (2004) beperken hun analyse tot de eerste job en gebruiken een logitmodel om na te gaan wat het effect van persoonlijke en jobkenmerken is op de kans een
tijdelijk contract als eerste job te hebben. De studie baseert zich op data van West-Duitsland.
Een eerste vaststelling is dat deze kans groter is zowel voor hoog- als laaggeschoolden
(McGinnity F. et al., 2004). De grafiek die het aantal tijdelijke contacten weergeeft
afhankelijk van het scholingsniveau heeft bijgevolg een U-vorm. Verder stellen ze vast dat
apprentices het minst waarschijnlijk een eerste job hebben die tijdelijk is. Bovendien zijn het
ook de apprentices die door de werkgever werden behouden na hun proefperiode, die het
minst waarschijnlijk een tijdelijk contract aangeboden kregen, hetgeen in lijn ligt met wat de
screeninghypothese vooropstelt (zie supra). Andere bevindingen zijn dat geslacht en
gezinsstatus geen effect hebben op de kans om tijdelijk tewerkgesteld te worden bij de start
van de loopbaan.
Polivka A. et al. (2000, p.41-94) beperken hun analyse niet tot de eerste job. Ze voeren een
probit – analyse uit voor vrouwen en mannen samen en komen tot het resultaat dat vrouw zijn,
31
jong zijn en minder dan een diploma secundair onderwijs hebben de kans op een tijdelijk
contract doet stijgen. Bovendien geldt ook dat voltooiing van een voortgezette opleiding de
kans verhoogt om tijdelijk en rechtsreeks aangeworven te worden.
Een studie van Booth A. L. et al. (2000 en 2002, p.189-213) poogt voor Groot-Brittannië een
antwoord te vinden op dezelfde vraag met behulp van multinomiale logit regressies waarbij
als afhankelijke variabele drie tewerkstellingsvormen worden opgenomen (permanent werk,
contracten met bepaalde duur en seizoensjobs). De analyse wordt apart voor mannen en
vrouwen uitgevoerd. Dit leidt tot de volgende resultaten: Oudere (>44) en jongere10 (16-24)
mannen en zij die vaak ontslagen zijn, hebben meer kans om een tijdelijk contract te hebben.
Vrouwen verschillen van mannen omdat, wanneer ze tewerkgesteld zijn in hooggeschoolde
functies, zij een grotere waarschijnlijkheid hebben op een tijdelijk contract11, terwijl dat bij
mannen niet zo is. Andere verschilpunten zijn het kansvergrotende effect van tewerkstelling
bij de lokale overheid en andere publieke en niet-winstgevende sectoren (Booth A. L. et al.,
2002, p.189-213).
Giesecke J. en Gross M. (2003, p. 161-177) deden eenzelfde onderzoek voor Duitsland. Via
een logistische regressie stellen zij vast dat zowel hoge als lage scholing de kans verhoogt op
tijdelijke arbeid met vaste duur (U-vorm). Zij die vocational training ontvangen hebben,
beschouwen zij als de groep met middelmatige scholing. Verder constateren zij ook een Uvormige relatie tussen leeftijd en tijdelijke contracten. Het risico van tijdelijk tewerkgesteld te
worden bij het begin van een nieuwe tewerkstellingsperiode bereikt een minimum rond de
leeftijd van 42 jaar. Het zijn dus vooral jongere en oudere werknemers die een groter risico
vertonen. Hierbij moet wel worden opgemerkt dat oudere werknemers wel meer
waarschijnlijk dan jongere in een permanente job zitten en dit omwille van hun verworven
specifiek human capital. Het is echter bij verandering van job (aan het begin van een nieuwe
tewerkstellingsperiode, waarbij het vergaarde specifieke human capital verdwijnt) dat beide
categorieën een hoger risico vertonen. Twee of meer voorgaande perioden van werkloosheid
verhoogt de kans op een contract van vaste duur. Dit werd ook vastgesteld in reeds vermelde
de studie van Booth A. L. et al. (2000, 2002, p.189-213).
10
De coëfficiënt van de variabele leeftijd 16-24 was positief, maar niet significant.
Booth A. L. et al. (2002, p. 189-213) maken een onderscheid tussen contracten met vaste termijn en
seizoensjobs. Dit onderscheid wordt verantwoord door het feit dat de eerstgenoemde categorie tijdelijke
contracten, jobs zijn die even goed permanent hadden kunnen zijn. Bij seizoensarbeid is dit niet het geval. Bij
vermelding van resultaten van Booth A. L. et al. steeds worden gesproken over tijdelijke arbeid exclusief
seizoensarbeid. Voor de resultaten inzake seizoensarbeid zie Booth A. L., Francesconi M. en Frank J.,2002,
“Temporary jobs: stepping stones or dead ends”, The Economic Journal, Vol. 112, p.189 – 213, Juni 2002.
11
32
3.1.3 Waarom heeft men een tijdelijk contract?
Uit bovenstaande empirische studies blijkt onder andere dat vrouwen en jongeren een hogere
kans hebben tewerkgesteld te worden in een tijdelijke job. We hebben reeds aangehaald
waarom dit kan zijn. Hierbij hebben we gewezen op redenen van flexibiliteit, uitstel van
investeren in specifiek human capital en zwakke arbeidsmarktpositie. Deze hypotheses
werden onderzocht in de literatuur.
De descriptieve analyse van Morris M.D.S. et al. (2001, p.373-390) voor de Verenigde Staten
geeft aan dat 16% van de ondervraagde tijdelijke werknemers de nood aan flexibiliteit als
reden opgeven voor het aanvaarden van een tijdelijk contract. 19% van de respondenten
werkten op tijdelijke basis omdat ze ingeschreven waren voor school of voor training (Morris
M.D.S. et al., 2001, p.373-390). Ongeveer een derde zat dus min of meer vrijwillig in een
tijdelijke job, in die zin dat het een bewuste keuze was. In dezelfde studie blijkt echter dat
67% een permanente job verkiest en dat ongeveer een derde als reden voor het aanvaarden
van een tijdelijk contract het feit aanhaalt dat men geen permanente job kon vinden. Er is hier
dus sprake van een groot deel dat bij gebrek aan een beter (vast) alternatief, een tijdelijke job
uitoefent. Meer specifiek kunnen zij vaststellen dat van jongeren ingeschreven in een school,
meer dan 60% een tijdelijk contract prefereert. Het lijkt ook erg waarschijnlijk dat zij een
dergelijke voorkeur hebben omwille van de flexibiliteit, maar hierover worden geen gegevens
verschaft. De overgrote meerderheid van jongeren niet ingeschreven in school verkiest een
permanent contract boven een tijdelijk (81%). Dit aangevuld met de bevindingen dat jong zijn
de kans op tijdelijk werk verhoogt, wijst op de zwakke arbeidsmarktpositie van jongeren. In
tweede instantie proberen Morris M.D.S. et al. (2001, p.373-390) econometrische
ondersteuning te vinden voor het argument van flexibiliteit door een multinomiaal logit model
te schatten. De afhankelijke variabele kan drie waarden aannemen (werkloos, tijdelijk of
permanent tewerkgesteld) en de regressoren zijn enkele persoonlijke karakteristieken. Ze
voegen dummy’s toe voor categorieën werknemers die tijdelijk werk zouden aannemen
omwille van flexibiliteit (getrouwde vrouw, vrouw met kinderen en jongeren tussen 16 en 24
jaar ingeschreven in school). De schattingen tonen aan dat ingeschreven zijn in school en
additionele kinderen (en vrouw zijn) de kans verhogen om tijdelijk tewerkgesteld te zijn.
Vandaar het besluit dat het argument van flexibiliteit een rol speelt (Morris M.D.S. et al.
2001, p.373-390). De conclusie met betrekking tot vrouwen moeten we echter voorzichtig
benaderen. Uit de enquête in het onderzoek van Morris M.D.S. et al. (2001, p.373-390) bleek
immers dat ongeveer 66% van de vrouwen met kinderen thuis permanent werk prefereerden,
33
dat slechts 25% van getrouwde vrouwen met kinderen een tijdelijke job uitoefenden omwille
van de flexibiliteit en 30% omdat ze geen (vast) alternatief hadden. Het resultaat van de
regressie kunnen we dus als volgt interpreteren. Ook al prefereren ze permanent werk, toch
zijn vrouwen met kinderen meer waarschijnlijk tewerkgesteld in een tijdelijke functie. De
reden kan flexibiliteit zijn, maar niets sluit uit dat het ook een kwestie is van te weinig kansen
voor vaste in dienst name. Werkgevers zouden bijvoorbeeld vermoeden dat een vrouw haar
job kan verlaten voor een bepaalde periode om voor de kinderen te zorgen. Vandaar dat zij
eerder een tijdelijk contract zou krijgen dan een vast. Opmerkelijk was dat het effect van een
man met kinderen niet significant was. Dit kan betekenen dat vrouwen nog steeds meer voor
de kinderen zorgen en dus flexibiliteit verkiezen of dat zij meer worden gediscrimineerd. De
conclusie dat jongeren ingeschreven in school tijdelijk werk verkiezen omwille van
flexibiliteit, stelden Morris M.D.S. et al. (2001, p.373-390) ook al descriptief vast. Dit wordt
ook teruggevonden in het onderzoek van Polivka A. et al. (2000, p.41-94). Zij vonden een
positieve impact van de variabele schoolinschrijving, zowel in hun descriptieve als
econometrische studie. Dit ondersteunt dus de hypothese dat individuen (veelal jongeren) die
ingeschreven zijn in school, meer zullen terug te vinden zijn in tijdelijke jobs, al kan dit ook
zijn omdat zij geen ander werk krijgen aangeboden. Toch wijst het meer in de richting van het
flexibiliteitsargument, aangezien in dezelfde studie van Polivka A. et al. (2000, p.41-94)
ingeschreven zijn in school de kans op een ontevreden werknemer significant verminderde.
Getrouwd zijn had een gelijkaardig effect. Deze grotere tevredenheid van jonge en getrouwde
tijdelijke werknemers spreekt in het voordeel van het flexibiliteitsargument.
Zoals reeds vermeld, kan niet alleen flexibiliteit een reden zijn om een tijdelijk contract te
aanvaarden, ook een zwakke arbeidsmarktpositie kan een rol spelen. Morris M.D.S. et al.
(2001, p.373-390) onderzochten dit laatste argument. Indien persoonlijke kenmerken zoals
etniciteit, leeftijd en diploma een impact hebben op de waarschijnlijkheid van het uitoefenen
van tijdelijk werk, dan leunt dit aan bij het argument van minder kansen om een permanente
job te vinden. Uit de resultaten bleek onder andere dat jongere werknemers meer
waarschijnlijk tijdelijk tewerkgesteld zijn. Opleiding en etniciteit bleken niet significant.
Het argument van tijdelijke contracten als beter alternatief voor werkloosheid werd niet
expliciet onderzocht in de geraadpleegde literatuur, al vonden Korpi T. en Levin H. (2001, p.
127-148) wel dat tijdelijke jobs inderdaad een beter alternatief zijn dan werkloosheid (zie
34
infra punt 3.3.3). Indien individuen hiervan op de hoogte zijn, zullen ze een tijdelijke job
prefereren boven geen job.
3.1.4 Besluit
Samengevat kunnen we stellen dat vrouwen, hoog – en laaggeschoolden, jongeren en ouderen
meer kans hebben op een tijdelijke job. De U- vorm qua scholing krijgt dus empirisch
ondersteuning. Hypothesen 1a, 1b en 2 kunnen bijgevolg niet verworpen worden.
Wat betreft de reden waarom een tijdelijk contract werd aanvaard, is er geen argument dat de
bovenhand krijgt bij vrouwen en jongeren. Zowel het argument van flexibiliteit als van
zwakke arbeidsmarktpositie spelen een rol.
3.2 Tijdelijke jobs en andere jobkarakteristieken
In wat volgt concentreren we ons op de mate waarin de karakteristieken van een slechte job
van toepassing zijn op tijdelijk werk.
In eerste instantie bespreken we de studie McGovern P. et al. (2004, p. 225-249) over slechte
jobs in Groot-Brittannië met focus op non-standaard werk in het algemeen (met naast
tijdelijke contracten ook bijvoorbeeld parttime werk). Men definieert vier kenmerken van
slechte jobs: lage lonen, geen vergoeding bij ziekte, geen pensioenstelsel en geen deel van een
erkende carrière op de promotieladder. De paarsgewijze correlaties tussen deze
karakteristieken zijn behoorlijk hoog wat een indicatie zou geven dat de vier kenmerken
samen een index voor slechte jobs vormen (McGovern P. et al., 2004, p. 225-249). Indien het
ene kenmerk aanwezig is, is er veel kans dat een ander kenmerk dat ook is. Ze stellen vast dat
gemiddeld genomen non-standaard werk meer slechte karakteristieken bezit dan standaard
arbeid. Maar ook permanente, fulltime werknemers ondervinden slechte kenmerken aan hun
jobs (McGovern P. et al., 2004, p. 225-249). Deze bevindingen op basis van beschrijvende
statistiek worden vervolgens getoetst aan de hand van een econometrisch onderzoek. Als
afhankelijke variabele fungeert een geaggregeerde maatstaf voor slechtheid, m.n. het aantal
slechte job karakteristieken. Elk kenmerk krijgt hetzelfde gewicht. Aldus wordt een
geaggregeerde schaal bekomen gaande van 0 tot 4. De waarschijnlijkheid van het aantal
slechte karakteristieken is Poisson verdeeld. De schatting gebeurt via maximum likelihood.
Naast het soort contract neemt men onder andere ook opleiding, leeftijd en
werkloosheidservaring als onafhankelijke variabelen op in de regressievergelijking. Men
35
vindt dat fulltime tijdelijke werknemers geconfronteerd worden met het grootste aantal slechte
karakteristieken. Ervaring met werkloosheid van meer dan zes maanden gedurende de
voorbije vijf jaar heeft ook een risicoverhogend effect. Uit deze studie blijkt dat slechte jobs
niet enkel deze zijn waarvoor slechts een lage scholing, een beperkte verantwoordelijkheid en
weinig skills vereist zijn. Immers, non standaardjobs blijven meer waarschijnlijk samengaan
met slechte karakteristieken, ook na controle voor allerlei variabelen. Er wordt dus in deze
studie wel degelijk een dualisering en segmentering van de arbeidsmarkt op basis van de aard
van tewerkstelling vastgesteld (McGovern P. et al., 2004, p. 225-249).
Verhofstadt E. et al (2003, p.135 – 162) komen echter tot een andere conclusie: ze verdelen
30 jobkarakteristieken over twee clusters om een onderscheid te kunnen maken tussen een
primair en een secundair arbeidsmarktsegment. De clusteranalyse brengt 54,7% (goede jobs)
onder in cluster 1 en 45,3% in cluster 2 (slechte jobs) De verdeling van het soort contract over
de twee segmenten is ongeveer gelijk wat erop wijst dat een tijdelijk contract geen kenmerk is
van een slechte job.
De voorgaande studies bestudeerden een index van slechte karakteristieken en het effect van
de contractstatus hierop. In wat volgt wordt er een overzicht gegeven van onderzoeken die
zich toespitsen op een individueel kenmerk van slechte jobs en het verband met tijdelijke
arbeid.
3.2.1 Loon
In een studie van Verhofstadt E. et al. (2003, p.135 – 162) wordt de verdeling van het loon in
de twee arbeidsmarktsegmenten (primair-secundair) berekend: deze van de primaire
arbeidsmarkt ligt meer naar rechts dan die van de secundaire arbeidsmarkt, d.i. meer in de
richting van hogere loonschalen. Slechte jobs worden dus inderdaad gekarakteriseerd door
lage lonen.
De vraag is of tijdelijke jobs samengaan met lagere lonen. In theorie is dit niet noodzakelijk
zo (zie supra). Empirisch stellen we dit echter wel vast.
McGovern P. et al. (2004, p. 225-249) bepalen in hun studie van slechte jobs in GrootBrittannië een maatstaf voor een laag loon. Ze nemen de helft van de mediaan van de
distributie van de lonen van fulltime werkende mannen en vinden dat 21% van de permanente
werknemers geconfronteerd worden met een laag loon en 26% van de tijdelijke. Lage lonen
36
komen met andere woorden vaker voor bij tijdelijke jobs. Polivka A. et al. (2000, p.41-94)
constateren op basis van descriptieve analyse dat tijdelijke werknemers minder verdienen per
uur (reëel) dan permanente fulltimers, zowel gemiddeld als op basis van de mediaan en het
eerste en het negende deciel.
OECD (2002, p.127-187) berekent de verdeling van het bruto – uurloon voor verschillende
landen. De loongap, welke wordt bepaald op basis van de ratio van het gemiddeld loon van
tijdelijke en permanente werknemers, heeft als laagste niveau 17% (Duitsland) en als hoogste
47% (Spanje). België bevindt zich met een loongap van 21% in de buurt van Duitsland.
OECD (2002, p.127-187) vindt ook via een OLS-regressie met onderscheid tussen mannen en
vrouwen dat de loongap in 12 van de 13 beschouwde landen significant is. Enkel voor
Belgische vrouwen is dit niet het geval. In het algemeen is de loonafstraffing voor vrouwen
groter dan voor mannen. België vormt hier weer de uitzondering, al waarschuwt OECD
(2002, p.127-187) voor verschillen in kwaliteit van data waardoor een bias in de resultaten
mogelijk is.
Polivka A. et al. (2000, p.41-94) vinden ook via een multivariate OLS-regressie met als
afhankelijke variabele het reële uurloon dat voor uitzendkrachten en rechtstreeks
aangeworven tijdelijke werknemers het loon significant lager is dan dat van hun permanente,
fulltime collega’s (Polivka A. et al., 2000, p.41-94). Booth A. L. et al. (2002, p.189-213)
stellen op een zelfde wijze (OLS) vast dat na controle voor allerlei individuele en
jobspecifieke kenmerken, er een loongap is van 17% voor mannen en 14% voor vrouwen.
Morris M.D.S. et al. (2001, p.373-390) tenslotte, bevestigen ook bovenstaande resultaten.
Tijdelijke contracten gaan bijgevolg systematisch gepaard met lagere lonen. H3a kan
verworpen worden, maar H3b niet. De precieze reden van de lagere lonen werd niet
onderzocht.
3.2.2 Loongroei
Uit de vorige paragraaf blijkt dat tijdelijke werknemers een lager loon ontvangen dan
permanente. Vandaar dat het interessant is te kijken of dit wordt gecompenseerd door een
hogere loongroei.
Mertens et al. (2004) vinden dat tijdelijke werknemers in West-Duitsland enerzijds minder
verdienen dan hun permanente collega’s, op welk moment ook, maar anderzijds een hogere
loongroei kennen in de loop van hun carrière (Mertens et al., 2004, geciteerd in McGinnity F.
et al., 2004).
37
Booth A. L. et al. (2002, p.189-213) bekomen aan de hand van Generalized Least Squares de
volgende resultaten: De loonpenalisatie als men één tijdelijk contract had in een periode van 7
jaar bedraagt 4,6 % en is significant voor mannen, terwijl voor vrouwen het percentage rond
2,4% ligt, maar niet significant is. Booth A. L. et al. (2002, p.189-213) berekenen vervolgens
ook de voorspelde log-loonpaden voor verschillende tewerkstellingspatronen gedurende tien
jaar. Mannen die al altijd een permanente job gehad hebben, kennen het hoogste reële
loonprofiel over de eerste tien jaar van hun carrière (gemiddelde groei per jaar van 3%). Eén
of drie tijdelijke contracten hebben aan het begin van de carrière, levert een lager loonprofiel
op, maar een lichtjes hogere loongroei. De loongap ten opzichte van hun permanente
tegenhangers verkleint zelfs na verloop van tijd. Bij vrouwen geldt een ander patroon. Eén of
drie tijdelijke contracten gehad hebben aan het begin van hun carrière zorgt niet voor een
permanente aantasting van hun loonprofiel: zij hebben zelfs de hoogste lonen en de grootste
loongroei (ongeveer 2,5% per jaar over een 10-jarige periode). In het begin is er echter nog
een hoge gap met de lonen van hun permanente collega’s (Booth A. L. et al., 2002, p.189213).
3.2.3 Voordelen
Polivka A. et al. (2000, p.41-94) beperken zich tot het hebben van een ziekteverzekering
welke ofwel van om het even welke bron afkomstig is ofwel uitsluitend van de werkgever. Zij
komen tot de descriptieve bevinding dat tijdelijke werknemers significant minder
waarschijnlijk gedekt zijn door een ziekteverzekering (zowel voor om het even welke bron als
voor deze via de werkgever). Probitschattingen stellen hetzelfde vast, wat hen doet besluiten
dat het contract zelf een invloed heeft op de waarschijnlijkheid een ziekteverzekering te
krijgen. Hypothese H3a kan dus niet verworpen worden. Ze vinden ook dat een
ziekteverzekering, indien verkregen van de werkgever, niet wordt geruild voor hogere lonen
(Polivka A. et al., 2000, p.41-94).
3.2.4 Training
De empirische resultaten inzake het verschil in training tussen permanente en tijdelijke
werknemers zijn niet eenduidig. Er worden aanwijzingen gevonden dat tijdelijke werknemers
meer deelnemen aan training dan hun permanente collega’s (McGinnity F. et al., 2004), dat ze
minder deelnemen aan training (Booth A. L. et al., 2002, p.189-213 en OECD, 2002, p. 127-
38
187) en dat er geen verschil bestaat (Forrier A. en Sels L., 2003, p. 641-666). Het is dus niet
duidelijk of hypothese H4 moet verworpen worden.
McGinnity F. et al. (2004) vinden via een multinomiale regressie met een afhankelijke
variabele die de waarden tewerkgesteld (referentiecategorie), werkloos, opleiding en andere
kon aannemen, dat diegenen met een tijdelijk contract als eerste job meer waarschijnlijk
verdere training en opleiding zullen volgen dan zij met een permanent contract. Dit is vooral
zo in de periode van één tot drie jaar na de eerste job. Het is echter moeilijk te onderscheiden
of tijdelijke werknemers verdere training ondernemen omdat ze geen gepaste permanente job
vinden of omdat ze dit reeds van plan waren (wat aldus de reden vormde voor het aangaan
van een tijdelijk contract) (McGinnity F. et al. 2004).
In een studie van Booth A. L. et al. (2002, p.189-213) komt men via een probit-analyse tot de
vaststelling dat de kans van mannen op werkgerelateerde training, 12% lager is bij tijdelijke
contracten dan bij permanente. Bij vrouwen ligt dit percentage op 7%. Verder werd ook de
intensiteit van de training onderzocht, met name het aantal dagen training (op voorwaarde dat
men training ontvangt) en dit aan de hand van pooled tobit regressies. Er werd geen verschil
gevonden tussen de trainingsintensiteit van permanente en tijdelijke werknemers.
OECD (2002, p.127-187) bekijkt de toegang tot formele training (gefinancierd door de
werkgever) in 12 verschillende Europese landen. Deze is voor alle landen lager voor tijdelijke
werknemers. Er worden voor deze landen ook probit modellen geschat voor deelname aan
training met controle voor individuele en jobkarakteristieken. Tijdelijke werknemers blijken
significant minder waarschijnlijk training te ontvangen van hun werkgevers. Een tijdelijke job
hebben, vermindert toegang tot training met 6% in het model met de pooled data van de 12
landen. Het betreft hier echter enkel formele training. Indien we ook informele training (onthe-job) erbij betrekken, zal het beeld van de totaal ontvangen training van een tijdelijk
werknemer positiever zijn (OECD, 2002, p.127-187).
Het onderzoek van Forrier A. en Sels L. (2003, p. 641-666) behandelt de kwestie zeer
uitgebreid. Er wordt een onderscheid gemaakt op basis van wie de training financiert en het
soort tijdelijke arbeid. Meer bepaald pogen ze te antwoorden op volgende vragen: krijgen
tijdelijke en permanente werknemers evenveel mogelijkheden om training te ondernemen,
nemen ze in gelijke mate deel aan training en investeren ze dan ook in dezelfde mate?
Ze maken een onderscheid tussen contracten met vaste duur en uitzendcontracten en tussen
langere
termijn
en
korte
termijn
(zoals seizoensarbeid)
tijdelijke
tewerkstelling.
Uitzendwerkers hebben als werkgever het uitzendkantoor en zullen waarschijnlijk minder
aanspraak maken op training gefinancierd door het bedrijf van tewerkstelling. Logisch gezien
39
zullen werknemers die een langere periode voor het bedrijf zullen werken, meer aanspraak
kunnen maken op training. Verder onderscheidt men ook diegenen die vrijwillig een tijdelijke
job uitoefenen en zij die dit onvrijwillig doen omdat ze geen ander werk vinden. Deze laatste
groep werknemers zullen minder kunnen investeren omdat ze op basis van de wachtlijntheorie (zie supra) verondersteld worden zich in het secundaire segment te bevinden (Forrier
A. en Sels L., 2003, p. 641-666). We hebben reeds vermeld dat de mobiliteit tussen de
segmenten in de arbeidsmarkt laag is. De kleine kans op promotie maakt het moeilijk voor
werknemers in het secundaire segment om de investering te kunnen recupereren onder de
vorm van loonstijgingen. Hierdoor is het niet optimaal om te investeren in training. Tenslotte
maakt men ook een onderscheid tussen werknemers die op tijdelijke basis werden
aangenomen om grondig gescreend te worden of om bedrijven te helpen zich aan te passen
aan het economische klimaat. Als screening wordt gekoppeld aan training, vergemakkelijkt
dit het testen van vaardigheden (Varejão J. en Portugal P., 2003; Forrier A. en Sels L., 2003,
p. 641-666). Werknemers die om deze reden werden aangenomen, zullen meer kunnen
rekenen op training gefinancierd door de werkgever. Ook het vooruitzicht op toekomstige
carrières bij het bedrijf in kwestie, maakt het voor de werkgever interessant om te investeren
in training, omdat hij zeer waarschijnlijk de productiviteitsstijging zal kunnen ondervinden.
De afhankelijke variabele is een binaire variabele die de deelname aan training meet. De
regressoren van de logistische regressie zijn leeftijd, geslacht, gezinsstatus, beroepsniveau,
permanent contract. Men stelt geen significant verschil vast tussen de waarschijnlijkheid van
training bij tijdelijke en permanente werknemers.
Interessant aan de studie van Forrier A. en Sels L. (2003, p. 641-666) is dat ze de
verschillende aspecten van training belichten: het volume aan training (aantal uren), het type
training (intern on the job – intern off the job – extern), de financiering (door (vorige)
werkgever of werknemer), en de objectieven van de gevolgde training. Tijdelijke werknemers
volgen gemiddeld dubbel zoveel uren training maar meestal slechts één type, met name
externe. Hun permanente tegenhangers daarentegen ontvangen alle drie de types frequent.
Een blik op het aandeel van de verschillende financieringsbronnen, toont bovendien dat
tijdelijke werknemers vaker hun training zelf moeten financieren. Logisch gezien, kunnen
permanente veel meer rekenen op de financiële steun van de werkgever. Het verschil tussen
uitzendwerkers en zij met een contract van vaste duur is niet significant qua
werkgeversfinanciering, terwijl tewerkgesteld zijn voor langere termijn de kans verhoogt op
financiering vanwege de werkgever. Vermoedelijk hebben ook tijdelijke werknemers die zijn
aangenomen voor screening, meer kans op training door de werkgever gefinancierd. Varejão
40
J. en Portugal P. (2003) stelt vast dat training en contracten met vaste duur complementair zijn
en dat tijdelijke contracten voor screening worden gebruikt. Toch vinden Forrier A. en Sels L.
(2003, p. 641-666) niet dat werknemers aangenomen voor screening meer waarschijnlijk
werkgevergefinancierde training krijgen. Misschien wacht de werkgever, in lijn met de human
capital theorie, met steun te geven tot hij zeker is dat de werknemer in kwestie permanent
voor het bedrijf zal werken (Forrier A. et al, 2003, p. 641-666). De schattingen op basis van
logistische regressies geven eenzelfde beeld: permanente werknemers hebben een lagere
waarschijnlijkheid zelf hun training te financieren en een hogere om gefinancierd te worden
door hun huidige werkgever. Tenslotte stellen Forrier A. en Sels L. (2003, p. 641-666) vast
dat permanente werknemers persoonlijke ontwikkeling als objectief hebben van training,
terwijl hun tijdelijke tegenhangers vooral hun carrièremogelijkheden willen verbeteren wat
wijst op de zwakkere arbeidsmarktpositie.
3.2.5 Jobzekerheid
In de meeste Westerse landen merkt men een toename van het aantal werknemers dat bezorgd
is om het risico hun job te verliezen (Givord P. en Maurin E., 2004, p. 595-615).
Givord P. en Maurin E. (2004, p. 595-615) onderzoeken de evolutie van de jobzekerheid in
Frankrijk van 1982 tot 2002. Ze definiëren drie bronnen van jobonzekerheid: macroeconomische omstandigheden, arbeidsmarktinstituties en de introductie van nieuwe
technologieën. Ze komen tot de conclusie dat, na controle voor het effect van veranderingen
in macro-economische omstandigheden, er een lagere jobzekerheid heerste in de jaren ’90 ten
opzichte van de jaren ’80 en dit voor alle niveaus van opleiding en ervaring. Dit is ten eerste
te wijten aan de wijziging in de regulering tussen 1982 en 2002. Daarnaast zorgen
technologische innovaties zoals deze gedurende de jaren ’90 voor een shift naar minder
routineuze taken waarvoor er minder on the job ervaring vereist is, waardoor het risico om
sneller afgedankt te worden stijgt. Tenslotte tonen ze ook de rol aan van
arbeidsmarktinstituties.
De
flexibilisering
van
de
arbeidsmarkt
waarvan
tijdelijke
tewerkstelling een treffend voorbeeld is, is gepaard gegaan met een hogere jobonzekerheid.
Givord P. en Maurin E. (2004, p. 595-615) beweren zelfs dat dankzij de striktere wetgeving
omtrent deze materie in de jaren ’90, de jobzekerheid minder sterk gedaald is dan het geval
zou geweest zijn zonder de verstrenging.
Dat tijdelijke contracten zouden leiden tot lagere jobzekerheid, blijkt ook uit een studie van
Booth A. L. et al. (2002, p.189-213) Met behulp van een probit-analyse die in feite de
41
jobtevredenheid onderzoekt van tijdelijke werknemers ten opzichte van permanente, stellen
zij een mindere tevredenheid van de eerste groep qua jobzekerheid.
De studie van Green F. (2003) is interessant omdat dit een illustratie vormt van de reeds
vermelde discussie inzake objectieve en subjectieve indicatoren (zie supra punt 2.2). Meer
bepaald maakt Green F. (2003) een onderscheid tussen ex ante maatstaven voor
jobonzekerheid en ex post. De eerste categorie betreft onder andere het gepercipieerde risico
op jobverlies. Voor bepaalde groepen in Groot-Brittannië (waaronder tijdelijke werknemers)
wordt er dan een jobonzekerheidindex geconstrueerd, welke de gemiddelde waarde is van de
jobonzekerheidschaal. Op basis van deze subjectieve indicator en multivariate analyse vindt
Green F. (2003) dat tijdelijke contracten significant zorgen voor hogere jobonzekerheid. Hij
gebruikt de resultaten, bekomen met behulp van subjectieve indicatoren, om de evolutie in
jobzekerheid over de tijd heen te bepalen12. Vervolgens toetst Green F. (2003) deze
bevindingen aan de hand van objectieve, ex post maatstaven. Het voordeel van een objectieve
maatstaf is de vermoedelijk hogere betrouwbaarheid. Een nadeel is echter dat een dergelijke
indicator een concept als jobzekerheid niet volledig en correct kan vatten. De methode gaat er
immers van uit dat iedereen een gelijke kans op jobverlies zou hebben, wat niet het geval is
(Green F., 2003). Een combinatie van subjectieve en objectieve indicatoren is dus vereist.
Men kan als objectieve maatstaf voor jobonzekerheid doorheen de tijd bijvoorbeeld het aantal
onvrijwillige ontslagen gebruiken, alsook het aantal tijdelijke werknemers. Het argument van
Green F. (2003) om tijdelijke contracten te gebruiken als objectieve maatstaf van
jobonzekerheid, is de bevinding dat op basis van perceptie door de werknemer, tijdelijke
contracten inherent gekenmerkt worden door hogere onzekerheid. Hij waarschuwt echter dat
enkel grote verschuivingen in het aandeel van tijdelijke werknemers gelden als indicator voor
een wijziging in jobzekerheid van het land en dat men steeds moet kijken naar de
institutionele en economische context 13.
Tenslotte verwijzen we nog naar de studies inzake mobiliteit van tijdelijke en permanente
werknemers die verder nog aan bod zullen komen (zie 3.3.2 Giesecke J. en Gross M., 2003, p.
161-177; McGinnity F. et al., 2004 en Scherer S., 2004, p.369-394) en waaruit de hogere
onzekerheid ook blijkt door hogere werkloosheidskansen.
12
Omdat dit niet relevant is voor ons onderzoek gaan we hier niet verder op in. We verwijzen voor verdere
lectuur naar Green F., “The rise and decline of job insecurity”, University of Kent, Department of Economics,
Discussion Paper nr. 03/05 URL: <ftp://ftp.ukc.ac.uk/pub/ejr/RePEc/ukc/ukcedp/0305.pdf>.
13
Zo bestaat er in het Verenigd Koninkrijk in het algemeen weinig bescherming voor werknemers dus weinig
zekerheid. Het kleine aantal tijdelijke contracten in het Verenigd Koninkrijk zou echter betekenen dat er grote
zekerheid is (Green F., 2003).
42
De conclusie is eenduidig: tijdelijke jobs gaan gepaard met een hogere jobonzekerheid,
waardoor hypothese H5 niet kan verworpen worden. Echter, aangezien jobzekerheid een
subjectief begrip is, afhankelijk van de perceptie van de werknemer in kwestie, kunnen we
dus vermoeden dat niet alle tijdelijke contracten samengaan met een hoge jobonzekerheid (zie
supra 2.2). Indien werknemers bewust en vrijwillig een
tijdelijk contract hebben
aangenomen, zullen zij minder een gevoel hebben van onzekerheid. Bovendien moet de
evolutie tot meer onzekerheid, geplaatst worden binnen de huidige maatschappij. Levenslange
tewerkstelling in één bedrijf is niet meer de regel, wel de permanente mogelijkheid om
tewerkgesteld te worden in de interne en externe arbeidsmarkt (Forrier A. en Sels L., 2003, p.
641-666). Indien werknemers zich bewust zijn van dit laatste en hierop inspelen, bijvoorbeeld
door investering in training, zullen zij een nieuwe vorm van zekerheid kennen.
3.2.6 Jobtevredenheid
Een studie van Bardasi E. en Francesconi M. (2003, p.1671-1688) onderzoekt het algemeen
welzijn van atypische werknemers (tijdelijke en parttime) in Groot-Brittannië aan de hand van
vier indicatoren: mentale gezondheid, algemene gezondheid, life satisfaction en
jobtevredenheid. Via een multivariate logistische regressie trachten zij het effect te
achterhalen van de aard van het contract op het welzijn van de werknemer. Zij waarschuwen
hier wel voor een endogeniteitsprobleem: werknemers met een laag welzijn hebben meer kans
in atypische jobs terecht te komen (Bardasi E. en Francesconi M., 2003, p.1671-1688). Verder
gaan ze ook na of veranderingen van contractstatus wijzigingen in het welzijn veroorzaken.
Ze stellen vast dat atypisch werk geen langdurige negatieve effecten heeft op welzijn, maar
dat seizoensjobs en casual jobs wel een lagere jobtevredenheid met zich meebrengen. Voor
contracten met vaste duur was het resultaat niet significant.
OECD (2002, p. 127-187) lost het probleem van de subjectiviteit van het begrip
jobtevredenheid net zoals Green F. (2003) op door zowel subjectieve als objectieve
indicatoren te gebruiken. Op basis van subjectieve indicatoren voor 14 landen kan men
vaststellen dat in het algemeen tijdelijke werknemers minder tevreden zijn dan permanente.
Uitzonderingen zijn België en Finland waarbij de tijdelijke werknemers niet minder tevreden
zijn. Specifieke punten van grotere ontevredenheid zijn jobzekerheid en het loon. Inzake
tevredenheid over de werkomstandigheden is er in de meeste landen geen verschil tussen
permanente en tijdelijke werknemers. Als men naar de objectieve indicatoren kijkt, merkt
men eenzelfde beeld: tijdelijke jobs zijn minder wenselijk dan vaste. Zo wordt men in een
43
tijdelijke job meer geconfronteerd met monotone taken, weekend - en nachtwerk en
inflexibele werkuren dan in een vaste job (OECD, 2002, 127-187).
In het algemeen vinden Booth A. L. et al. (2002, p. 189-213) geen verschil tussen de
jobtevredenheid van tijdelijke en permanente werknemers. Wanneer men kijkt naar de
verschillende aspecten van jobtevredenheid stelt men toch vast dat tijdelijke contracten zorgen
voor een lagere jobtevredenheid wat betreft promotiekansen en jobzekerheid.
Pénard et al. (1998) komen tot de bevinding dat jongeren in Frankrijk met een tijdelijk
contract wel een lagere jobtevredenheid hebben met het werk als een geheel dan zij met een
permanent contract (geciteerd in Verhofstadt E. en Omey E., 2003).
Er is dus geen consensus over het effect van een tijdelijk contract op de algemene
jobtevredenheid van de werknemer in kwestie, waardoor het niet duidelijk is of hypothesen
H6a en H6b moeten verworpen worden.
3.2.7 Besluit
Bovenstaande studies proberen een antwoord te vinden op de vraag of tijdelijke jobs
karakteristieken van slechte jobs vertonen. Uit verschillende onderzoeken blijkt het bestaan
van een loongap tussen tijdelijke en vaste jobs (H3b niet verwerpen) . Deze verkleint echter
na verloop van tijd door een hogere loongroei. Omtrent training heerst er onduidelijkheid.
Wel werd vastgesteld dat tijdelijke werknemers hun training in grotere mate zelf moesten
financieren. Er heerst consensus dat tijdelijk werk de jobonzekerheid verhoogt (H5 niet
verwerpen), maar niet dat het de jobtevredenheid zou verminderen. Wel wordt getoond dat,
indien een tijdelijk contract een negatief effect zou hebben op de jobtevredenheid, dit effect
niet langdurig is.
3.3 Invloed van tijdelijk contract op verdere loopbaan
3.3.1 Tijdelijk werk als tussenstation of val: descriptieve analyse: doorstroompercentages
Het onderzoek naar tijdelijke contracten als tussenstation of val bestudeert de mobiliteit en
meer bepaald de doorstroompercentages van tijdelijke werknemers. “The question of whether
temporary work should be regarded as part of a core employment segment of the labour
market or rather as part of a peripheral, marginalised sector, is (…) a question about the rate
44
of mobility between unemployment, temporary work and permanent employment.” (Korpi T.
en Levin H., 2001, p.144)
In de literatuur volgt men de mobiliteit na een tijdelijke job en trekt men dan conclusies
inzake de stabiliteit van de tewerkstelling. Afhankelijk van de resultaten besluit men dan dat
tijdelijke contracten een stepping stone of eerder een val vormen. Zoals reeds vermeld maakt
men in een groot deel van de literatuur bij het interpreteren van resultaten geen onderscheid
tussen tijdelijke jobs als tussenstation en als stepping stone. Wij doen wel in dit
literatuuroverzicht (zesde dimensie14) en in ons eigen empirisch onderzoek.
OECD (2002, p.127-187) vond in een retrospectief onderzoek voor 21 OECD-landen dat
ongeveer 2 op 3 tijdelijke werknemers het jaar daarvoor ook tewerkgesteld waren. Hierbij
wordt echter niet vermeld of het gaat om permanente of tijdelijke tewerkstelling, wat toch wel
belangrijk is om te kunnen besluiten of tijdelijke arbeid een val vormt of niet. Wie niet
werkte, was meestal ofwel werkloos ofwel voltijds aan het studeren.
Het merendeel van de onderzoeken is echter forward looking (vijfde dimensie). Zo wordt in
Nederland het percentage van doorstromers geschat op 20%: één op vijf personen met een
tijdelijk contract zal over een jaar een vaste job hebben gevonden. Ook in landen als
Frankrijk, Italië en Groot-Brittannië stroomt een groot deel door (Zijl M. et al. 2004). OECD
(2002, p.127-187) onderzocht voor 13 Europese landen de mobiliteit na één en twee jaar van
tijdelijke jobs naar permanente jobs of werkloosheid. Voor alle landen geldt dat een groot deel
van de tijdelijke werknemers binnen het jaar doorstroomt naar een permanente job en dat dit
deel toeneemt tussen het eerste en het tweede jaar. Dit is vooral zo in Nederland en het
Verenigd Koninkrijk Een uitzondering is België waar het deel doorstomers en zittenblijvers
niet verschilt tussen het eerste en het tweede jaar. Er blijkt daar aldus een hoge persistentie te
zijn in tijdelijke jobs. Maar ook in andere landen blijft een aanzienlijke groep zitten in de sfeer
van tijdelijke contracten. Na twee jaar bestaat deze groep zittenblijvers uit een vierde tot de
helft van alle tijdelijke werknemers. Bovendien komen veel werknemers bij het verlaten van
hun tijdelijke job terecht in werkloosheid. Dit aantal is veel hoger dan dat van permanente
werknemers (OECD, 2002, p.127-187).
Andere studies komen tot dezelfde bevindingen. Booth A. L. et al. (2002, p. 189-213) stellen
voor Groot-Brittannië een doorstroompercentage vast van 38% bij mannen en 36% bij
vrouwen. De gemiddelde duur van tijdelijke contracten vooraleer ze worden omgezet in
permanente, is 3 jaar voor mannen en ongeveer 3,5 jaar voor vrouwen. Een belangrijke
14
Zie supra. De verschillende dimensies vermeld in de onderzoeksvragen komen in deze literatuurstudie aan
bod.
45
bevinding is ook dat 70% van zij die een permanent contract ontvangen (onafhankelijk van
het geslacht), voor dezelfde werkgever blijven werken, wat een aanwijzing vormt voor de
screeninghypothese.
Steijn B. (1999, p.90-105) beschouwt Nederlandse werknemers die zowel in 1990 als in 1996
in loondienst waren en vindt dat in 1996 60% van de flexibele werknemers een vast contract
gevonden heeft en dat 40% nog steeds in een flexibele baan zit (Steijn B., 1999, p.90-105).
Als men ook de werklozen in 1996 bij de analyse betrekt, stelt men vast dat 17% van
diegenen met een tijdelijk contract in 1990, in 1996 werkloos zijn (Steijn B., 1999, p.90-105).
De descriptieve resultaten geven aldus een gemengd beeld. Na een bepaalde periode (en een
twee of meer tijdelijke jobs) stroomt een behoorlijk deel van de tijdelijke werknemers door
naar vaste jobs. Velen blijven echter vastzitten in een patroon van tijdelijke jobs en nog een
groot deel raakt verzeild in werkloosheid.
3.3.2 Tijdelijk werk als tussenstation of val: econometrische analyse: doorstroomkansen
Uit het beschrijvend onderzoek bleek dat doorstromen naar een permanente job niet voor
iedereen weggelegd is. Een logische volgende stap is afvragen wat de doorstroomkans bepaalt
(derde dimensie). Nederlandse studies hebben vastgesteld dat deze kans vooral bij jongeren
groot is. Deeltijds tewerkgesteld zijn, verkleint de kans (OECD, 2002, p.127-187). Een studie
van de OECD (2002, p.127-187) komt via een probitmodel tot de bevinding dat midden - tot
hooggeschoolde werknemers veel meer kans hebben op doorstromen, alle 12 Europese landen
in achting genomen. Ook zij die tussen 25 en 34 jaar oud zijn of die niet werkloos waren de
voorbije 5 jaar of die tewerkgesteld waren in (middel)grote ondernemingen of in de private
sector, hebben een grotere doorstroomkans. Het negatieve resultaat van de publieke sector ligt
aan het feit dat er daar een grotere persistentie in tijdelijke jobs heerst. Deze bevindingen
gelden zoals reeds gezegd enkel voor de pooled sample. De resultaten voor individuele landen
verschillen soms van het hierboven geschetste beeld.
Booth A. L. et al. (2002, p. 189-213) tonen via een proportioneel hazard model aan dat er een
verschil is tussen de transitie bij mannen en die bij vrouwen. Voor mannen heeft jonger zijn
dan 35 een positief effect op de exit naar permanent werk. Vrouwen in publieke en non-profit
sectoren hebben minder kans op doorstromen. Bovendien geldt bij vrouwen dat er geen
verschil is tussen voltijds en deeltijds werkenden, terwijl bij mannen parttimers een lagere
kans hebben op exit naar een permanente job. Een dergelijk onderzoek biedt ook de
46
gelegenheid om de screeninghypothese testen. Die stelt dat werknemers met een hogere
productiviteit en hogere “effort” meer waarschijnlijk een permanent contract zullen
aangeboden krijgen. Booth A. L. et al. (2002, p. 189-213) gebruiken als benadering voor
effort het aantal wekelijkse, onbetaalde overuren die gewoonlijk worden gepresteerd. Voor
vrouwen werd het positieve effect van een hoger aantal onbetaalde uren inderdaad
vastgesteld. Voor mannen niet.
Er zijn dus slechts gedeeltelijke aanwijzingen voor tijdelijke jobs als tussenstation en
bovendien is de doorstroomkans niet voor iedereen gelijk (H7 en H9 gedeeltelijk niet
verwerpen). De volgende studies beschouwen niet enkel de mobiliteit van tijdelijke
werknemers maar vergelijken deze ook met de mobiliteit van permanente werknemers.
Giesecke J. en Gross M. (2003, p. 161-177) bekijken voor Duitsland verschillende job shifts
van verscheidene individuen (dus niet enkel van tijdelijke werknemers). Naast allerlei andere
variabelen, nemen zij ook een dummyvariabele op voor het type contract van de meest recente
job. Aldus onderzoeken zij de invloed van de vorige jobstatus op de kans om als huidige job
een tijdelijk contract te hebben. Zij vinden door middel van een logit model
(referentiecategorie vaste job) dat wanneer de meest recente job tijdelijk was, men een
significant lagere kans heeft op het vinden van een nieuwe job die permanent is. Eén tijdelijk
contract kan dus leiden tot een opeenvolging van tijdelijke jobs. Verder onderzoeken zij ook
de invloed van tijdelijk contracten op de kans om werkloos te worden. Op basis van een logit
model vinden zij dat een tijdelijke job het risico op werkloosheid (gedefinieerd als
geregistreerde werkloosheid gedurende een periode van minstens 3 maanden) ten opzichte
van niet werkloos zijn, significant verhoogt (Giesecke J. en Gross M., 2003, p. 161-177).
McGinnity F. et al. (2004) vergelijken de mobiliteit van tijdelijke werknemers met deze van
permanente. Ze onderzoeken de verdeling van West – Duitse arbeidsmarkttoetreders over vier
soorten mobiliteit (tewerkgesteld, werkloos, in opleiding, andere) in de periode van 8 jaar na
hun eerste job. De tewerkstellingsgraad blijkt groter bij zij die gestart waren met een
permanent contract. Hun tijdelijke tegenhangers vertonen in het algemeen meer werkloosheid
en meer perioden van verdere opleiding. Vervolgens onderzoeken ze de kans om werkloos te
worden in een periode van één, drie en vijf jaar na de eerste job, naargelang deze een tijdelijk
of permanent karakter heeft. Zij doen dit aan de hand van multinomiale, logistische
regressiemodellen (referentiecategorie tewerkgesteld). Hun conclusie luidt dat er convergentie
optreedt tussen zij die als eerste job een tijdelijke hadden en zij die een permanente hadden.
Na één jaar leidt een initieel tijdelijk contract tot een zes maal hogere kans op werkloosheid
dan een initieel permanent contract. Drie jaar na de eerste job zijn de verschillen tussen beide
47
groepen niet zo groot meer: de kans op werkloosheid is hier nog slechts ongeveer twee maal
hoger. Na vijf jaar is het verschil zelfs volledig verdwenen (McGinnity F. et al., 2004).
Een grote tekortkoming van deze studie is het feit dat er geen onderscheid wordt gemaakt
tussen tewerkgesteld zijn na verloop van tijd in een permanent of tijdelijk contract. Indien de
werkloosheidsgraden inderdaad convergeren, spreekt dit in eerste instantie de entrapmenthypothese tegen. Maar stel dat men gestart is met een tijdelijke job en op langere termijn nog
steeds in het tijdelijk circuit zit, kan dit toch wijzen op het gevaar van tijdelijke contracten als
val, op voorwaarde dat een dergelijke sequentie van tijdelijke jobs wel degelijk ongunstig is
(vierde dimensie, zie infra).
Scherer S. (2004, p.369-394) onderzoekt ook de mobiliteit van tijdelijke jobs inzake
werkloosheid en tewerkstelling. Anders dan bij McGinnity F. et al. (2004) wordt uittrede uit
de arbeidsmarkt in beschouwing genomen en niet verdere opleiding. Ook de categorie
“andere” verdwijnt in deze analyse. Verder geeft Scherer S. (2004, p.369-394) een andere
invulling aan het begrip tewerkstelling door een onderscheid te maken tussen opgaande of
neergaande mobiliteit (tweede dimensie), dit is of men al dan niet met minstens tien
procentpunten stijgt op de prestigeschaal. Aldus wordt het effect onderzocht van een contract
van beperkte duur op de exit rates uit de eerste job en dit met behulp van een competing risk
model. Dit wordt toegepast op gegevens van West-Duitsland en Italië. Verder analyseert zij
ook of lange wachttijden (alvorens een eerste job uit te oefenen) problematisch zijn. WestDuitse tijdelijke werknemers blijken lagere opwaartse mobiliteitskansen te hebben dan
permanente. Lange wachttijden zorgen wel voor een verbetering van deze kansen. Voor Italië
is er geen effect van contracten met vaste duur of van lange wachttijden op de
mobiliteitskansen. Wel geldt er voor tijdelijke werknemers een hoger risico op werkloosheid.
Om een duidelijker beeld te krijgen van het effect van de positie bij intrede op de toekomstige
hiërarchische beroepsposities, gebruikt Scherer S. (2004, p.369-394) een random effects
linear model. De conclusie luidt dat een start op basis van een contract van vaste duur geen
negatief effect veroorzaakt op het vervolg van de carrière en dat een dergelijk contract als
entry portal kan fungeren. Dit onderzoek ondersteunt de hypothese van tijdelijk werk als
tussenstation. Van een val is geen sprake (Scherer S., 2004, p.369-394).
Samenvattend kunnen we stellen dat de meeste studies wijzen op de hogere
werkloosheidskansen en de lagere kans op permanent werk van tijdelijke werknemers ten
opzichte van permanente. Dit wijst in de richting van tijdelijke contracten als val waardoor
hypothese H9 niet kan worden verworpen. Een positief signaal is dat werkloosheidsgraden
48
van beide categorieën werknemers zouden convergeren en dat een start op basis van een
contract van bepaalde duur geen negatieve effecten heeft inzake opwaartse mobiliteit voor de
verdere carrière.
3.3.3 Tijdelijk werk als springplank of val: vergelijking van mobiliteit tijdelijke werknemers
en werklozen
Een laatste categorie onderzoeken vergelijkt de twee alternatieven werkloosheid en tijdelijk
werk qua mobiliteit. Een eerste studie is deze van Korpi T. en Levin H. (2001, p. 127-148)
voor 25-54-jarigen in Zweden. Zij voeren OLS - regressies uit met als afhankelijke variabelen
het aantal dagen van werkloosheid en het tewerkstellingsinkomen (ruwe indicator voor
tewerkstelling) in de follow-up periode. Deze volgt op de observatieperiode waarin wordt
vastgesteld welke activiteiten het individu uitvoerde: werkloosheid, tijdelijk werk, permanent
werk, deelname aan manpower programma’s, zelfstandige arbeid en andere. Belangrijk is dat
alle individuen aan het begin van de observatieperiode werkloos waren. Korpi T. en Levin H.
(2001, p.127-148) willen nagaan wat het effect van een bepaalde activiteit is op de
toekomstige dagen werkloosheid en het tewerkstellingsinkomen. Tijdelijk werk zou namelijk
toekomstige werkloosheid moeten verminderen en toekomstige tewerkstelling vermeerderen.
De resultaten bevestigen dit: in vergelijking met werkloos blijven heeft tijdelijk werk een
respectievelijk negatief en positief effect op de variabelen dagen werkloos en
tewerkstellingsinkomen. Het effect is in het eerste geval zwakker dan dat van een permanent
contract of van zelfstandige arbeid. De analyse van Korpi T. en Levin H. (2001, p. 127-148)
beperkt zich tot het effect van tijdelijk werk ten opzichte van werkloosheid op tewerkstelling
in het algemeen. Een deel van de stepping stone hypothese komt dus niet aan bod, met name
de verhoogde kans op een vaste job van een tijdelijke werknemer in vergelijking met een
werkloze.
Zijl M. et al. (2004) vergelijken de doorstroomkansen naar vast werk van tijdelijke
werknemers met deze van werklozen (eerste dimensie). Zij vinden met behulp van een
duurmodel dat de snelheid waarmee men een vaste job vindt eerst gelijk is of men nu een
tijdelijk contract heeft of werkloos blijft. Maar, na verloop van tijd, treedt er een versnelling
op in het doorstromen vanuit een tijdelijk contract. Langer werkloos blijven daarentegen heeft
een negatief effect op de doorstroomsnelheid. Na vijf jaar heeft 85% van alle
arbeidsmarkttoetreders een vaste job. Eén derde heeft dit bereikt via een tijdelijk contract.
Opmerkelijk is de bevinding dat in het algemeen alle groepen profiteren van dit
49
versnellingseffect, zowel zwakke als sterkere. In die zin zouden minder bevoordeelde
arbeidsmarktparticipanten een tijdelijke job aangeboden krijgen die hen bovendien in staat
stelt makkelijker een permanente job te vinden dan wanneer ze werkloos waren gebleven.
Hypothese H8 kan dus niet verworpen worden. Uit de vorige studies blijkt echter dat een
groot deel zal blijven vastzitten in tijdelijke jobs of terug naar de werkloosheid worden
gestuurd. Al belicht de studie van Zijl M. et al. (2004) een positief aspect van tijdelijke
contracten, toch kan men niet naast bepaalde problemen kijken waarmee tijdelijke
werknemers worden geconfronteerd en die alsnog van tijdelijke contracten een val kunnen
maken.
Ichino A. et al. (2004) vergelijken de kansen van uitzendwerkers met deze van andere
tijdelijke werknemers en werklozen (deze twee groepen vormen de controlegroep) en dit voor
het vinden van een vaste baan na 18 maanden. Ze bekomen dat, in Toscane, uitzendarbeid de
kans op het vinden van een permanente job significant verhoogt met 19%, in Sicilië is het
effect echter veel kleiner en bijna niet significant: 11%. In het eerste geval is er dus sprake
van een springplankeffect van uitzendwerk ten opzichte van de controlegroep. De oorsprong
van dit effect zit in het feit dat werknemers via uitzendarbeid een signaal kunnen geven van
hun vaardigheden.15 Zij vinden ook dat persoonlijke karakteristieken, zoals het hebben van
een universitair diploma en ouder zijn dan 30 jaar, het springplankeffect van uitzendwerk
stimuleren. Zij bekomen aldus een aanwijzing voor het bestaan van een stepping stone effect
(ten opzichte van werklozen), maar niet voor alle werknemers in dezelfde mate of voor alle
regio’s (hypothese H8 en H9 niet verwerpen). Dit nuanceert bijgevolg het springplankeffect in
belangrijke mate. Zwakkere groepen in de arbeidsmarkt vallen uit de boot, wat meer in de
richting wijst van een entrapmenteffect. Ichino A. et al. (2004) wijzen er dan ook op dat er
een gescheiden evenwicht kan ontstaan, waarbij werknemers die goed in staat zijn te
concurreren, het voordeel hebben signalen te zenden over hun vaardigheden. Via training zou
men de zwakkere arbeidsmarktparticipanten kunnen helpen zich te profileren (Ichino A. et al.,
2004).
3.3.4 Duureffecten
Bovenstaande studies beperken zich veelal tot het houden van één tijdelijk contract. Een
belangrijk punt in dit debat is welk effect een opeenvolging van tijdelijke jobs heeft op de
15
Indien men de werklozen uit de controlegroep filtert, is het effect minder significant, wat dus betekent dat
uitzendarbeid geen extra voordeel biedt ten opzichte van andere vormen van tijdelijk werk.
50
mobiliteit en doorstroomkansen (vierde dimensie). Korpi T. en Levin H. (2001, p. 127-148)
doen reeds een stap in deze richting door rekening te houden met het aantal dagen dat men
een tijdelijke job uitoefende. Hierdoor houden zij rekening met een mogelijk duureffect.
Volgens de entrapment-hypothese bestaat het gevaar gevangen te zitten in een instabiel
patroon van afwisselend werkloosheid en tijdelijk werk. Een dergelijk patroon definieert
Gagliarducci S. (2002) als een periode van precariousness. Indien zulke periode de kans op
doorstromen naar permanente jobs negatief beïnvloedt, is sprake van een negatief duration
dependence effect en dus een val. Het tegenovergestelde zou echter ook kunnen (redenen zie
supra 1.5) en dan bevinden we ons opnieuw in de sfeer van het reeds vermelde
springplankeffect, maar dan uitgebreid naar een sequentie van tijdelijke contracten. Het effect
blijft echter gelijk: een versnelling in het vinden van een permanente job. Gagliarducci S.
(2002) beperkt zijn sample tot zij die een eerste job hadden. De periode van precariousness is
de tijd tussen deze eerste job en het moment waarop men een vaste job heeft gevonden. Hij
doet beroep op survival analyse voor verschillende landen en bekomt op die manier Kaplan –
Meier schattingen voor de exit van een periode van precariousness. Hij vindt dat na twee jaar
door te brengen in een dergelijke periode, de kans op vast werk in het volgende semester
10,53% in Frankrijk, 7,69% in Duitsland, 20,69% in Italië en 7,69% in Spanje is. Na vier jaar
dalen deze percentages voor Frankrijk en Italië, maar stijgen deze in Duitsland en Spanje. Het
positieve duureffect blijkt dus vooral in deze twee landen voor te komen. Hij toetst
econometrisch de determinanten van de hazard voor krijgen van een permanent contract en
stelt vast dat er in Duitsland een duidelijk positief duration dependence effect bestaat. De
vrees gevangen te zitten in instabiele carrières is dus blijkbaar niet gegrond. Ook Italië en
Spanje vertonen een dergelijk positief effect. Voor Frankrijk is er weliswaar geen sprake van
een negatief duration dependence effect, maar hier geldt wel dat tijdelijke jobs niet helpen
human capital te accumuleren, vooral niet op lange termijn. Dit was nochtans een van de
redenen waarom er een positief duureffect zou bestaan. Indien andere regressoren aan de
regressie worden toegevoegd, wordt het marginaal effect van duur echter zeer klein voor alle
landen en bovendien economisch niet significant. In de studie van Gagliarducci S. (2003)
wordt verder onderzoek gedaan naar duureffecten in Italië, opnieuw op basis van survival analyse. Men komt hierbij tot de vaststelling dat de kans op een vaste job stijgt met de duur
van het tijdelijk contract (althans in het begin, een langere duur doet uiteindelijk de kans
dalen), maar dat meerdere tijdelijke jobs en perioden van werkloosheid deze kans doen dalen
(H8 en H9 gezamenlijk niet verwerpen).
51
3.3.5 Besluit
Samenvattend kunnen we stellen dat tijdelijke werknemers kunnen rekenen op heel wat
doorstroommogelijkheden. Desalniettemin blijft een deel vaak vastzitten in een patroon van
tijdelijke jobs en (of) werkloosheid. Tijdelijk werk vormt dus niet altijd een tussenstation. In
vergelijking met hun permanente tegenhangers vertonen tijdelijke werknemers een lagere
tewerkstellingsgraad en hebben ze bovendien meer kans om werkloos te worden. Toch oefent
starten met een tijdelijk contract geen negatieve invloed uit op de rest van de loopbaan qua
opwaartse mobiliteit. Ten opzichte van werkloos blijven, blijkt een tijdelijk contract (of
meerdere) aanvaarden een beter alternatief. Het kan een springplankeffect teweegbrengen, al
is er geen consensus of elke categorie werknemers hiervan kan genieten. Kortom, het effect
van tijdelijke contracten op de verder carrièremogelijkheden is vanuit de empirische literatuur
niet eenduidig. De geformuleerde hypothesen gelden vermoedelijk allen in een bepaalde mate.
4. Tijdelijke contracten in Vlaanderen
4.1. Evolutie tijdelijke tewerkstelling in Vlaanderen en in België: enkele cijfers
Tabel 1 toont de evolutie van tijdelijke jobs in de periode 2000 tot 2003 voor Vlaanderen en
voor België. In 2003 bedroeg het aandeel van tijdelijke werknemers in de totale tewerkstelling
7,51% in Vlaanderen en 8,38% in België (NIS, 2003). Sinds 2000 zijn zowel het absolute
aantal als het aandeel tijdelijke contracten continu gedaald in Vlaanderen, voor België was dit
het geval tot 2002. Dit kan te wijten zijn aan de recessie van 2001-2003, aangezien bedrijven
bij verslechterende conjunctuur eerst geen tijdelijke contracten meer vernieuwen en dan pas
gaan snoeien in hun permanent personeelsbestand. Het absolute aantal vaste jobs steeg zelfs
tijdens de periode 2000-2002 in Vlaanderen en tijdens de periode 2000-2003 in België. Er is
hier dus geen sprake van een crowding – out van vaste tewerkstelling door tijdelijke
contracten. Dit wordt bevestigd door OECD (2002, p.127-187): de groei in totale
tewerkstelling tussen 1990 en 2000 bedraagt zo’n 17,7% waarvan 5,3% kan toeschreven
worden aan een stijging van het aantal tijdelijke jobs (OECD, 2002, p. 135). De rest is
volledig te wijten aan een toename van permanente jobs. Bijgevolg verhindert de opkomst
van tijdelijke arbeid de creatie van nieuwe permanente banen niet. Ten opzichte van de rest
van Europa lopen Vlaanderen en België achterop. Zo bedroeg in 2001 het Europees
gemiddelde 13,4, tegenover 8,02% en 8,78% in Vlaanderen en België respectievelijk. Dit kan
52
verklaard worden door de eerder strikte reglementering van tijdelijke contracten (zie infra) en
de matige ontslagbescherming van permanente werknemers welke de op een na meest losse is
in Europa (Forrier A. et al, 2003, p. 641-666).
Tabel 1: Evolutie tijdelijke tewerkstelling 2000 - 2003 (absoluut en in %)
2000
2001
2002
2003
Vlaanderen België Vlaanderen België Vlaanderen België Vlaanderen België
1949564 3131153
1959171 3138932
1968534 3162773
1967050 3170494
vast werk
a)
91,44%
90,87%
91,98% 91,22%
92,37% 91,85%
92,49% 91,62%
182470 314409
170879 302168
162604 280576
159758 290094
tijdelijk werk
8,56% 9,13%
8,02% 8,78%
7,63% 8,15%
7,51% 8,38%
2132034 3445562
2130050 3441100
2131138 3443349
2126808 3460588
Totaal
100,00% 100,00%
100,00% 100,00%
100,00% 100,00%
100,00% 100,00%
a) eigen berekeningen
Bron: NIS, (Nationaal Instituut voor de Statistiek, Statistiek en Economische Informatie, FOD Economie), Enquête
naar de arbeidskrachten (EAK)
4.2. Institutioneel kader in België
4.2.1 Wetgeving rond tijdelijk werk
In België wordt de materie inzake tijdelijk werk strikt geregeld onder andere in de Wet van 24
juli 1987 betreffende de tijdelijke arbeid, de uitzendarbeid en het ter beschikking stellen van
werknemers ten behoeve van gebruikers (Belgisch Staatsblad 20 augustus 1987). Zo is het
gebruik van uitzendkrachten onderworpen aan bepaalde voorwaarden, zoals de conditie dat
men een vaste werknemer moet vervangen. Overeenkomstig Artikel 27 heeft men een paritair
comité opgericht voor de uitzendarbeid (P.C. 322) waarin vertegenwoordigers zetelen van de
uitzendbureaus (Federgon Uitzendarbeid), van de gebruikers (Verbond van Belgische
Ondernemingen) en van de vakbonden. Ook van belang is dat het aantal opeenvolgende
contracten van bepaalde duur bij eenzelfde werkgever beperkt is tot vier (Forrier A. en Sels
L., 2003, p. 641-666), maar wel onder bepaalde voorwaarden.
Op Europees niveau geldt voor contracten van bepaalde duur de richtlijn 1999/70/EG van de
Raad van 28 juni 1999 betreffende de door het EVV, de UNICE en het CEEP gesloten
raamovereenkomst inzake arbeidsovereenkomsten voor bepaalde tijd.
We vermelden tenslotte nog dat in België uitzendkantoren kaderen binnen een actief
arbeidsmarktbeleid, meer bepaald om de aanwerving van moeilijk te plaatsen werknemers aan
te moedigen. Zo bestaan er maatregelen zoals de terbeschikkingstelling van moeilijk te
53
plaatsen werknemers door werkgeversgroeperingen en de invoeginterim waarbij men
probeert om bijvoorbeeld langdurig werklozen te activeren.
4.2.2 Loonwetgeving
In heel wat landen wordt gestreefd naar een nivellering van lonen van tijdelijke en
permanente werknemers die hetzelfde werk uitvoeren. Wetgeving omtrent het minimumloon
heeft zowel betrekking op permanente als tijdelijke werknemers. Het is echter zo dat heel wat
collectieve overeenkomsten inzake loon niet altijd automatisch worden doorgetrokken naar
tijdelijke arbeid. Slechts in een paar landen bestaat er een wetgeving die expliciet eist dat
tijdelijke werknemers dezelfde lonen krijgen als hun overeenkomstige permanente collega’s.
België hoort bij de “happy few” met automatische toepasbaarheid van collectieve
overeenkomsten op tijdelijke arbeid en expliciete wetgeving omtrent gelijke kansen en lonen.
Zo is het minimumloon er van toepassing op tijdelijke tewerkstelling, op voorwaarde dat de
tewerkstelling langer dan 1 maand duurt (OECD, 2002, p.127-187) en staat in Artikel 10 van
de Wet van 24 juli 1987 dat “het loon van de uitzendkracht mag niet lager zijn dan datgene
waarop hij recht zou hebben gehad, indien hij onder dezelfde voorwaarden als vast
werknemer door de gebruiker was in dienst genomen.”
4.2.3 Recht op sociale voordelen en uitkeringen
In België worden uitkeringen verschaft vanuit de overheid. In dit geval zouden tijdelijke
werknemers niet mogen benadeeld worden. Desalniettemin is discriminatie toch mogelijk
aangezien sommige voordelen onderworpen zijn aan bepaalde condities zoals minimum
tewerkstellingsduur of minimum perioden van bijdrage. Betaalde vakanties, pensioen en
betaald zwangerschap- (of ouderschap-) verlof zijn een statutair recht onafhankelijk van de
tewerkstellingsduur. Betaald ziekteverlof en werkloosheidsverzekering zijn ook statutaire
rechten, maar slechts vanaf een bijdrageperiode van 3 maanden voor ziekteverlof en 312
dagen in de voorbije 18 maanden16 voor werkloosheidsverzekering. In die zin zouden
sommige tijdelijke werknemers wel eens uit de boot kunnen vallen (OECD, 2002, p.127-187).
Algemeen kan worden gesteld dat een werknemer met een tijdelijk contract van 1 jaar of meer
16
Dit minimum geldt enkel voor werknemers onder de 36 jaar. Voor oudere leeftijdsgroepen is de minimum
vereiste bijdrageperiode langer.
54
waarschijnlijk van dezelfde voordelen kan genieten als permanente werknemers bij dezelfde
werkgever (OECD, 2002, p.127-187). Een opmerking is evenwel dat administratieve
onduidelijkheid of complexiteit het recht van tijdelijke werknemers op bepaalde voordelen
toch wordt ingeperkt en dat er een kloof kan ontstaan tussen werkelijke voordelen en deze
waarop men recht heeft (OECD, 2002, p.127-187).
4.3 Eigen onderzoek
De Belgische arbeidsmarkt wordt gekenmerkt door een lage mobiliteit en een hoog
jobbehoud, in vergelijking met de rest van Europa. Dit vormt mogelijk kiemen voor een
gesegmenteerde arbeidsmarkt. Bovendien was in België 70% van de tijdelijke werknemers
onvrijwillig tewerkgesteld in tijdelijke jobs, wat zeer veel is in vergelijking met de rest van
Europa (Forrier A. en Sels L., 2003, p. 641-666). Dit alles maakt van België een interessant
studie – object binnen het reeds uiteengezette onderzoekskader. De analyse beperkt zich
evenwel tot Vlaanderen omwille van de beschikbare dataset (zie 4.3.1).
4.3.1. Data en definitie tijdelijk contract
We baseren onze resultaten op de data verzameld in de SONAR17 – enquête bij 3000 jongeren
in Vlaanderen over hun onderwijs- en arbeidsmarktervaring. De gegevens hebben betrekking
op twee cohorten, een geboren in 1976 en een in 1978, telkens op hun 23ste en hun 26ste. Voor
onze eerste en tweede onderzoeksvraag beperken we de analyse tot de eerste significante job,
d.i. een job van minstens één uur per week die minstens één maand duurt. Bovendien worden
bij de drie onderzoeksvragen de zelfstandigen en helpers uit de steekproef gelaten.
De analyse van de eerste job bestaat uit twee delen. In de eerste plaats kan men een
onderscheid maken tussen een eerste job op basis van een tijdelijk of van een vast contract.
We maken hierbij onderscheid tussen een strikte definitie van tijdelijke contracten (contracten
van
bepaalde
duur)
en
een
meer
uitgebreide
die
ook
interim-arbeid
en
tewerkstellingsmaatregelen bevat. Op figuur 1 wordt de verdeling van de verschillende
17
De Studiegroep “Van Onderwijs Naar Arbeidsmarkt” is een samenwerkingsverband van onderzoekers uit de
Vakgroep Sociale Economie (Universiteit Gent), de Vakgroep Sociologie (V.U.B), het Centrum voor Secundair
en Hoger Onderwijs (K.U. Leuven), de vakgroep Algemene en Publieke Economie (Ufsia - Universiteit
Antwerpen) en de Sector Onderwijs en Arbeidsmarkt (HIVA). Het Steunpunt Werkgelegenheid, Arbeid en
Vorming zorgt voor de wetenschappelijke en administratieve coördinatie van dit samenwerkingsverband.
(www.steunpuntwav.be/sonar/sonar.htm)
55
soorten eerste jobs over de steekproef weergegeven. Men kan duidelijk zien dat de
meerderheid start op basis van een tijdelijk contract volgens de uitgebreide definitie (61%).
Ongeveer de helft hiervan oefent interim - arbeid uit of maakt gebruik van een
tewerkstellingsmaatregel.
Ten tweede kan men ook de periode van inactiviteit vóór de eerste job in beschouwing
nemen, na de laatste onderwijsregistratie. Zo kan men onderscheid maken tussen eerste jobs
waarbij men onmiddellijk een tijdelijk of vast contract had en jobs waarbij men eerst een
periode inactief is geweest.
Aan de hand van figuur 2 kan men vaststellen dat de meerderheid in onze steekproef eerst
inactief was alvorens een tijdelijk (41%) of een permanent (25%) contract te krijgen. Een
derde vond toch onmiddellijk een tijdelijke (20%) of vaste job (13%). Direct een vast contract
krijgen als eerste job komt dus slechts in geringe mate voor. Bovendien bleek uit figuur 1 dat
eerste jobs in grote mate tijdelijk zijn. Men kan deze twee bevindingen beschouwen als een
aanwijzing voor de screeningtheorie die stelt dat werkgevers individuen met weinig ervaring
(eerste job) kunnen screenen op basis van een tijdelijk contract.
Figuur 3: Verdeling eerste jobs over tijdelijk en vast contract
eerste job
tijdelijk uitgebreid (61%)
(1625)
strikt (31%)
interim-arbeid (17%)
vast (38%)
(1002)
tewerkstellingsmaatregel (13%)
Bron: SONAR – C(76)
Figuur 4: Verdeling eerste jobs onmiddellijk of na periode van activiteit
Tijdelijk uitgebreid (61%)
onmiddellijk (20%)
(12%, 8%)*
inactief (41%)
vast (38%)
onmiddellijk (13%)
inactief (25%)
(19%, 22%)*
Noot: *: (% strikt tijdelijk contract, % interim-arbeid of tewerkstellingsmaatregel)
Bron: SONAR – C(76)
56
4.3.2 Wie heeft tijdelijke contracten en waarom?
In dit deel testen we de hypothesen H1 en H2 afgeleid uit de theoretische beschouwingen (zie
supra). Dit doen we aan de hand van gegevens over de cohorte geboren in 1976 .
4.3.2.1 Beschrijvend onderzoek
Wie heeft er een eerste job op basis van een tijdelijk contract?
Tabel 2 geeft de verdeling van tijdelijke eerste jobs weer over verschillende persoonlijke en
jobspecifieke kenmerken. Er wordt onderscheid gemaakt tussen strikt tijdelijke contracten en
interim-arbeid of tewerkstellingsmaatregel. Men kan afleiden uit de laatste kolom van tabel 2
dat bij vrouwen eerste jobs op basis van een tijdelijk contract (uitgebreide definitie) meer
frequent zijn dan bij mannen (67% ten opzichte van 56%). Dit komt overeen met de meeste
empirische bevindingen in de literatuur en met onze verwachtingen (H2). Er blijkt verder uit
de tabel een grote vertegenwoordiging van tijdelijke eerste jobs in de publieke sector van
maar liefst 87%, terwijl dit percentage in de privé-sector 57% bedraagt. Zowel bij vrouwen
als in de overheidssector wordt de oververtegenwoordiging bepaald door de tijdelijke
contracten in strikte zin. Interim-arbeid en tewerkstellingsmaatregelen komen daarentegen
meer voor bij mannen en in de privé-sector. Andere bevindingen die volgen uit de tabel zijn
dat tijdelijke contracten als eerste job minder vaak voorkomen bij zeer kleine ondernemingen
d.i. ondernemingen met minder dan 10 werknemers (44% ten opzichte van 66% bij KMO’s of
grote ondernemingen) en in licht hogere mate bij deeltijds werk. Deze laatste bevinding komt
overeen met OECD (2002, p.127-187). Arbeiders en bedienden verschillen niet significant
wat betreft tijdelijke contracten in de uitgebreide definitie. Er is wel een opmerkelijk
onderscheid wat betreft het soort tijdelijk werk. Bedienden vindt men in grotere mate terug bij
strikt tijdelijke contracten, arbeiders daarentegen vooral bij interim - arbeid. Financieel
onafhankelijk zijn, samenwonen en sociale achtergrond (benaderd door hoogst behaalde
diploma vader of moeder) lijken op het eerste gezicht geen rol te spelen.
57
Tabel 2: Verdeling tijdelijke contracten over verschillende kenmerken (eerste job)
Tijdelijk strikt
Geslacht
Sector
Grootte
onderneming
Regime
Financiële
situatie
man
vrouw
privé
publiek
zeer klein (<10)
23,7%
38,8%
24,4%
69,3%
23,4%
Interim of
tewerkstellingsmaatregel
33%
28,3%
33%
17,8%
20,7%
kmo of groot
voltijds
deeltijds
afhankelijk
33,6%
29,8%
37,4%
33%
33,2%
31,6%
26,3%
28,6%
Tijdelijk uitgebreid*
56,7%
67,1%
57,4%
87,1%
44,1%
66,8%
61,4%
63,7%
61,6%
onafhankelijk
30,6%
31,3%
61,9%
alleen of thuis
31,4%
33,6%
65,0%
wonen
samenwonen
32,1%
29,3%
61,4%
Sociale
vader
27,8%
34,3%
62,1%
achtergrond
laaggeschoold
vader midden- of
34,5%
27,7%
62,2%
hooggeschoold
moeder
27,1%
34,7%
61,8%
laaggeschoold
moeder midden- of 35%
27,5%
62,5%
hooggeschoold
bediende
Statuut
34,5%
24,1%
58,6%
arbeider
19,7%
40,1%
59,8%
Noot:
a) *: som van twee vorige kolommen
b) de percentages voor vaste jobs kunnen worden bekomen door van 100% de laatste kolom af te
trekken.
Bron: SONAR – C(76)
Gezinssituatie
Een belangrijk persoonlijk kenmerk dat nog niet aan bod kwam is scholing. We behandelen
deze variabele apart, omdat de analyse ervan een test vormt voor de bovengeformuleerde Uvorm-hypothese (H1).
Scholing en tijdelijke contracten: U-vorm?
We testen in deze paragraaf of de grafiek die tijdelijke contracten uitzet ten opzichte van
scholing, een U-vorm heeft. Tijdelijke jobs zouden dan meer voorkomen bij laag - en
hooggeschoolden dan bij middengeschoolden. Individuen met als hoogste diploma derde
graad secundair onderwijs zijn middengeschoold. Deze met een lager diploma dan derde
graad secundair onderwijs zijn laaggeschoold en met een hoger, hooggeschoold. De analyse
kan worden uitgevoerd voor deze drie categorieën, maar men kan ook disaggregeren naar de
verschillende diploma’s van laag - en hooggeschoolden (bijvoorbeeld eerste en tweede graad
secundair onderwijs en hoger onderwijs één cyclus of twee cycli). Tabel 3 geeft de verdeling
weer van tijdelijke contracten over de verschillende scholingsniveaus en diploma’s. De
58
veronderstelde U-vorm blijkt niet uit deze tabel. Voor de scholingsniveaus stijgt het
percentage tijdelijke contracten met de scholing. Figuur 3 illustreert dit grafisch. Uit de
disaggregatie naar verschillende diploma’s kan men eveneens geen U-vorm afleiden.
Opvallend is het hoge percentage tijdelijke jobs (ongeveer 70%) bij het diploma van hoger
onderwijs één cyclus. Het gaat vooral over tijdelijke contracten in strikte zin. Interim-werk en
tewerkstellingsmaatregelen komen eerder voor bij midden- en laaggeschoolden wat ook bleek
uit de studie van Polivka A. et al. (2000, p.41-94). De oververtegenwoordiging van tijdelijke
contracten bij hoger onderwijs van één cyclus zou gevolg kunnen zijn van een
oververtegenwoordiging van dergelijke diploma’s in de publieke sector. Dit wordt duidelijk
weergegeven in tabel 4. Meer dan de helft (54%) van de eerste jobs in de publieke sector
wordt ingevuld door individuen met een diploma hoger onderwijs één cyclus. Gezien de hoge
frequentie van tijdelijke jobs in deze sector, kan men dus verklaren waarom hoger onderwijs
van één cyclus een hoog percentage tijdelijke contracten kent.
Tabel 3: Verdeling tijdelijke contracten over verschillende scholingsniveaus en
diploma’s (eerste job)
Diploma
Tijdelijk strikt
Laaggeschoold
Middengeschoold
Hooggeschoold
< 2de graad SO
2de graad SO
3de graad SO
HO 1 cyclus
HO 2 cycli
Bron: SONAR – C(76)
21,4%
23,6%
41,8%
25,6%
19,7%
23,6%
42,5%
40,4%
Interim of
tewerkstellingsmaatregel
33,8%
35,7%
24,7%
37,8%
32,3%
35,7%
27,3%
19,8%
Tijdelijk uitgebreid
55,2%
59,30%
66,50%
63,4%
52,0%
59,30%
69,8%
60,2%
59
Figuur 5: Percentage tijdelijke contracten (uitgebreid) volgens scholing
Tijdelijk contract
uitgebreid
vast contract
50
tijdelijk contract
40
30
20
10
0
lager geschoold
midden geschoold
hoger geschoold
Bron: SONAR – C(76)
Tabel 4: Verdeling diploma’s over publieke en privé-sector
Sector
privé
publiek
Totaal
hoogst behaalde diploma hoofdcategorieën regulier onderwijs
< 2de
2de graad SO
3de graad SO
HO 1 cyclus
HO 2 cycli
graad SO
3,8%
9,7%
49,7%
23,3%
13,5%
1,5%
2,0%
17,5%
54,8%
24,1%
3,4%
8,6%
44,9%
28,0%
15,1%
Bron: SONAR – C(76)
De hypothese van U-vorm (H1) wordt dus niet ondersteund door onze steekproef. Een reden
zou kunnen zijn dat de analyse beperkt wordt tot de eerste job, waardoor men een vertekening
krijgt van het percentage tijdelijke contracten. Gezien het gebrek aan ervaring zal men
(onafhankelijk van het scholingsniveau) eerder een tijdelijk contract dan een vast contract
aangeboden krijgen. Dit ligt in lijn van de screeninghypothese die stelt dat de werkgever het
gebrek aan informatie over de productiviteit van een sollicitant zonder werkervaring kan
overbruggen door een tijdelijk contract als screeningmiddel te gebruiken.
Scholing lijkt dus geen invloed te hebben op het al dan niet hebben van een tijdelijk contract
als eerste job. Toch moet logisch gezien het diploma een rol spelen bij de eerste stappen op de
arbeidsmarkt, aangezien men nog geen beroep kan doen op enkele jaren ervaring. Daarom kan
scholing misschien een doorslaggevende rol hebben inzake inactiviteit vóór de eerste job.
60
Tabel 5 geeft de verdeling van onmiddellijke eerste jobs en eerste jobs voorafgegaan door
inactiviteit over verschillende diploma’s. Hieruit blijkt dat hooggeschoolden in grotere mate
onmiddellijk een contract aangeboden krijgen. Het gaat hier vooral om de houders van een
diploma hoger onderwijs één cyclus.
Tabel 5: Verdeling onmiddellijk eerste job of inactief voor eerste job over scholing
Eerste job
Tijdelijk
contract
hoogst behaalde diploma hoofdcategorieën regulier onderwijs
< 2de
graad SO
2de graad SO
3de graad SO
HO 1 cyclus
HO 2 cycli
onmiddellijk
inactief
Vast contract
onmiddellijk
inactief
Totaal
5,6%
10,8%
13,4%
37,2%
18,8%
57,8%
41,3%
45,9%
32,6%
41,4%
6,7%
13,5%
13,0%
13,0%
13,5%
30,0%
34,5%
27,7%
17,1%
28,4%
100,0%
100,0%
100,0%
100,0%
100,0%
Noot: tijdelijk contract is uitgebreid gedefinieerd.
Bron: SONAR – C(76)
Waarom aanvaardt men een tijdelijk contract?
Men kan de analyse van de reden waarom men een tijdelijk contract aanvaardt als eerste job
uitvoeren voor verschillende persoonlijke kenmerken. We bespreken achtereenvolgens
scholing, geslacht en gezinssituatie.
Uit tabel 6a blijkt dat meer dan de helft van de laaggeschoolden (55%) een tijdelijk contract
heeft aanvaard als eerste job, omdat men geen vast werk kon vinden. Het percentage
hooggeschoolden dat diezelfde reden had, ligt veel lager (30%). Hieruit blijkt duidelijk de
zwakkere arbeidsmarktpositie van laaggeschoolden en zelfs van middengeschoolden (met een
percentage van 45%). Dit bevestigt de hypothese van de labour queue theorie: hoe lager de
scholing, hoe meer achteraan men zich bevindt in de rij en hoe minder kans men heeft op een
permanent contract. De tabel toont ook aan dat, voor hooggeschoolden, vooruitzicht op een
vast contract een ongeveer even frequente reden (27,5%) is voor het aanvaarden van tijdelijk
werk als geen vast werk kunnen vinden. Dit in tegenstelling tot laaggeschoolden waarbij
slechts 14% vooruitzicht had op een permanent contract. Dit ondersteunt de hypothese van de
screeningtheorie, namelijk dat hooggeschoolden in meerdere mate worden gescreend dan
laaggeschoolden en hierdoor vaker een tijdelijk contract krijgen aangeboden dat kan worden
omgezet in een vast contract na een positieve evaluatie.
61
Naast de twee reeds behandelde redenen is voor hooggeschoolden ook het feit dat de job
interessant leek, een veelvoorkomend argument (bijna 30%). Bij midden- en laaggeschoolden
vindt men dit in veel geringere mate terug. Ook hieruit blijkt onrechtstreeks de sterkere
arbeidsmarktpositie van hooggeschoolden. Tenslotte geldt voor alle scholingsniveaus dat
slechts een miniem percentage geen vast werk wilde en daarom een tijdelijk contract
aanvaardde. Dit wil dus zeggen dat men bijna altijd een permanent contract prefereert boven
een tijdelijk, maar dat men omwille van de reeds vermelde redenen toch tijdelijk werk
aanvaardt.
Men kan de groep tijdelijk werknemers ook onderverdelen naar vrijwillig of onvrijwillig
aanvaarden van een tijdelijk contract. Het resultaat voor scholing wordt weergegeven in tabel
6b. Hieruit blijkt nogmaals de zwakkere arbeidsmarktpositie van laaggeschoolden: 60%
aanvaardt onvrijwillig een tijdelijk contract, terwijl voor hooggeschoolden dit percentage
slechts 27% bedraagt. Bij middengeschoolden is het aantal vrijwillige en onvrijwillige
tijdelijke werknemers ongeveer gelijk verdeeld. Ook al konden we de U-vorm niet vaststellen
door het aantal tijdelijke contracten te bekijken per scholingscategorie, toch stellen we nu een
belangrijk onderscheid vast tussen de twee extremen qua scholing. De grote meerderheid van
hooggeschoolden aanvaardt vrijwillig een tijdelijk contract, terwijl bij laaggeschoolden hun
zwakke arbeidsmarktpositie hun geen keuze laat: zij moeten onvrijwillig een tijdelijke job
aanvaarden. Bovendien zagen we reeds dat zij in hogere mate eerst inactief zijn vóór hun
eerste job dan hooggeschoolden.
Tabel 6a: Reden aanvaarden tijdelijk contract als eerste job: scholing
hoogst behaalde diploma 3
hoofdcategorieën regulier onderwijs
Reden tijdelijk contract 1ste job
Laag
geschoold
Midden
geschoold
Hoog
geschoold
geen vast werk kunnen vinden
55,5%
45,2%
30,5%
vooruitzicht op vast contract
14,6%
24,6%
27,5%
job interessant
17,7%
18,4%
29,8%
geen vast werk willen
3,0%
2,6%
2,1%
andere
9,1%
9,2%
10,2%
100,0%
100,0%
100,0%
Totaal
Bron: SONAR – C(76)
62
Tabel 6b: Vrijwillig aanvaarden tijdelijk contract als eerste job of niet: scholing
hoogst behaalde diploma 3
hoofdcategorieën regulier onderwijs
Aanvaardde u vrijwillig een tijdelijk
contract?
Ja
Neen
Totaal
Bron: SONAR – C(76)
Laag
geschoold
Midden
geschoold
Hoog
geschoold
39,3%
53,0%
72,9%
60,7%
47,0%
27,1%
100,0%
100,0%
100,0%
Naast scholing kan men de argumenten voor tijdelijk werk ook analyseren volgens geslacht.
Vrouwen zouden in de eerste plaats eerder tijdelijk werk prefereren omwille van de
flexibiliteit en omdat ze hun investering in specifiek human capital willen uitstellen (zie
supra). Tabel 7a geeft echter geen enkele aanwijzing voor een dergelijke argumentatie. Al
komt het argument van flexibiliteit niet expliciet naar voor in de vraagstelling, toch kan men
vermoeden dat men als reden zou geven dat men tijdelijk werk verkiest of andere. Uit tabel 7a
blijkt echter dat de belangrijkste redenen voor vrouwen met een tijdelijk contract weinig
verschillen met die van hun mannelijke tegenhangers: geen vast werk kunnen vinden, de job
interessant vinden en vooruitzicht hebben op vast werk. Het is dus niet zo dat binnen de
categorie tijdelijke werknemers, vrouwen in een zwakkere arbeidsmarktpositie zitten dan
mannen en daarom tijdelijk werk hebben moeten aanvaarden. Bij de eerste job zitten zowel
mannen als vrouwen in een zwakkere positie wegens gebrek aan ervaring.
Dezelfde argumenten als bij vrouwen stelt men ook vast bij zij die samenwonen. Nochtans
zou men kunnen vermoeden dat flexibiliteit hier een rol speelt met het oog op huwelijk en
kinderen, toch kan men dit niet terugvinden in tabel 7b18. Een reden zou kunnen zijn dat het
hier gaat om de eerste job en dat men hierbij nog geen rekening houdt met de verdere
toekomst. Het zou ook kunnen dat men precies omdat men samenwoont, een vorm van
zekerheid wenst en daarom vast werk prefereert. Zelfs indien men nog thuis woont, verkiest
men een vast contract boven een tijdelijk.19
18
We gingen ook na of vrouwen die samenwonen andere argumenten hanteren, maar ook hier blijft het
percentage dat geen vast werk wil even klein.
19
Ook financieel onafhankelijk zijn verandert niets aan de preferenties inzake vast werk.
63
Tabel 7a: Reden aanvaarden tijdelijk contract als eerste job: geslacht
Geslacht
Reden tijdelijk contract 1ste job
Man
Vrouw
geen vast werk kunnen vinden
40,0%
40,8%
vooruitzicht op vast contract
28,2%
21,4%
job interessant
18,6%
26,8%
2,7%
2,2%
10,5%
8,8%
100,0%
100,0%
geen vast werk willen
andere
Totaal
Bron: SONAR – C(76)
Tabel 7b: Reden aanvaarden tijdelijk contract als eerste job: samenwonen
Samenwonen
Reden tijdelijk contract 1ste job
Alleen of thuis
Samen
geen vast werk kunnen vinden
39,4%
37,5%
vooruitzicht op vast contract
24,5%
26,3%
job interessant
24,3%
23,9%
geen vast werk willen
3,2%
1,6%
andere
8,6%
10,8%
100,0%
100,0%
Totaal
Bron: SONAR – C(76)
4.3.2.2 Econometrisch onderzoek
Specificatie
Het econometrisch onderzoek bestaat uit het testen van de reeds bekomen beschrijvende
resultaten wat betreft de onderzoeksvraag wie tijdelijke contracten heeft. Hiervoor voeren we
een binaire logistische regressie uit, omdat de afhankelijke variabele twee waarden kan
aannemen: eerste job tijdelijk of vast. Bij een binaire logistische regressie schat men
onmiddellijk de kans van een bepaalde gebeurtenis y voor N waarnemingen (Verbeek M.,
2002, p.177-189):
64
p( y i = 1 xi ) =
exp( xi ' β )
1 + exp( xi ' β )
met i = 1,…,N en xi = (xi1, xi2, ..., xiM)
De parameters worden in een logistische regressie geschat op basis van maximum –
likelihood methode: de coëfficiënten die onze waargenomen resultaten het meest
waarschijnlijk maken worden geselecteerd.20
In eerste instantie wordt de regressie uitgevoerd op de afhankelijke variabele die de waarde 0
aanneemt indien de eerste job op basis van een vast contract was en 1 indien het een tijdelijk
contract was in de uitgebreide definitie. Tabel 8 geeft de onafhankelijke variabelen weer die
we opnemen in de regressie met het verwachte teken van de coëfficiënten. Inactiviteitduur
werd opgenomen in navolging van Giesecke J. en Gross M. (2003, p. 161-177) en Booth A.
L. et al. (2000 en 2002, p. 189-213). Het is de enige continue variabele en het teken ervan is
niet eenduidig. Een langere periode van inactiviteit kan enerzijds leiden tot een verhoogde
kans op een vast contract gezien het langere zoekproces. In die zin verwachten we een
negatieve coëfficiënt. Anderzijds neemt de productiviteit af naarmate men langer inactief is
waardoor de kans dat een werkgever een vast contract zal aanbieden, kleiner wordt. Hierbij is
het verwachte teken van de coëfficiënt positief. De oververtegenwoordiging van tijdelijke
jobs bij de overheid doet ons een positief effect vermoeden van publieke sector op de kans
een eerste job te hebben op basis van een tijdelijk contract. Tijdelijke contracten worden
bovendien geacht vooral gebruikt te worden door grotere bedrijven, vandaar het negatieve
teken bij kleine ondernemingen en het positieve teken bij grotere. Voor vrouwen verwachten
we een positief teken omwille van H2. Verder zouden zowel hoog – als laaggeschoolden een
hogere kans moeten hebben op een tijdelijk contract, op basis van H1. Deze U-vorm werd in
het beschrijvend deel niet vastgesteld.
We veronderstellen dat sociale achtergrond een negatief teken heeft. Hoe hoger de scholing
van de ouders, hoe groter de kans op een vast contract. Financieel onafhankelijk zijn heeft
vermoedelijk een positief teken, aangezien men uit financiële overwegingen vlug een job
moet vinden, ook al is deze tijdelijk. Voor thuis - of samenwonen is het effect niet eenduidig.
Indien men thuis woont, voelt men niet de urgentie een job te vinden waardoor men meer tijd
heeft en aldus een grotere kans op een vast contract. Anderzijds heeft men doordat men thuis
20
In dit geval zijn de coëfficiënten een oplossing van de vergelijking:
exp( xi ' β ) 
∂ log L( β ) N 
xi = 0
= ∑  yi −
1
exp( xi ' β ) 
∂β
+
i =1 
Voor meer uitleg over maximum likelihood methode, zie Verbeek M. (2002, p.160-176 en p.180-182).
65
woont nog niet de nood aan zekerheid, waardoor men sneller een tijdelijke job gaat
aannemen. Indien samenwonen een proxy is voor huwelijk en kinderen, kan het zijn dat men
nu reeds flexibiliteit wil inbouwen om eventueel in de toekomst zorgtaken op te nemen. Het
kan echter ook zijn dat men eerder nood heeft aan een zeker inkomen de komende jaren en dat
men daardoor eerder een vast contract zal aannemen. Tenslotte vermoeden we dat deeltijdse
jobs in grotere mate tijdelijke jobs zijn, omdat het beide vormen van arbeidsorganisatie zijn
die passen binnen het kader van flexibilisering en dus vermoedelijk samen gebruikt worden.
Tabel 8: Onderzoeksvraag 1: onafhankelijke variabelen en verwachte tekens
Onafhankelijke variabele
Verwachte teken
Inactiviteitduur vóór eerste job
?
(inacduur)
Sector: 1= publiek, 0 = privé
+
Grootte onderneming:
klein <11 werknemers
-
groot >49 werknemers
+
Referentiecategorie: kmo
Geslacht: 1 = vrouw, 0 = man
+ (H2)
de
Scholing: 4 dummyvariabelen (< 2
de
graad secundair, 2
+ (H1)
graad
secundair, hoger 1 cyclus, hoger 2
cycli)
de
Referentiecategorie: 3
graad
secundair
Sociale achtergrond:
hoge scholing vader en moeder
-
lage scholing vader en moeder
+
Referentiecategorie: midden
Financieel onafhankelijk (fin onafh)
+
Gezinssituatie: samenwonen
?
thuis wonen
?
Referentiecategorie: alleenwonen
Regime job: 1=deeltijds, 0=voltijds
+
Resultaten
Tabel 9 geeft de regressieresultaten weer. In de eerste kolom staan de coëfficiënten met in het
vet gedrukt de significante en cursief degene met het verwachte teken. Niet alle coëfficiënten
66
vertonen het verwachte teken. Van de diplomavariabelen heeft enkel hoger onderwijs één
cyclus het verwachte positieve teken, maar dit is niet significant (H1b verwerpen). Jongeren
met een diploma hoger onderwijs twee cycli hebben daarentegen een significant lagere kans
op tijdelijk werk. Dit is dus in tegenspraak met de screeninghypothese (H1b verwerpen).Voor
laaggeschoolden stelden we geen significante resultaten vast.
Deze lagere kans blijkt ook uit de oddsratio die in de derde kolom staat. Deze zegt met
hoeveel de odds toenemen indien de waarde van de variabele waarvan men het effect wil
onderzoeken toeneemt van 0 naar 1 (zie bijlage 1.1 voor verdere uitleg). Een oddsratio groter
(kleiner) dan 1 is het equivalent van een positieve (negatieve) coëfficiënt, een oddratio gelijk
aan 1 is het equivalent van een nulcoëfficiënt.
De oddsratio voor hoger onderwijs twee cycli bedraagt volgens de berekening in bijlage 1.1
ongeveer 0,72, wat wil zeggen dat indien deze variabele van 0 naar 1 gaat, de odds daalt met
0,7221. Deze bevinding komt niet overeen met de empirische literatuur, waar ofwel enkel
laaggeschoolden een hogere kans hadden op een tijdelijk contract (Polivka A. et al. (2000,
p.41-94)), ofwel zowel hoog – als laaggeschoolden (Giesecke J. en Gross M. (2003, p. 161177) en Booth A. L. et al. (2000 en 2002, p. 189-213) .
De andere significante variabelen, kleine onderneming, grote onderneming, sector en
geslacht, hebben wel het verwachte teken. Dit bevestigt bovenstaande beschrijvende
resultaten. Vooral sector blijkt een grote impact te hebben op de kans een tijdelijk contract te
hebben. Indien de sector publiek is, stijgt de oddsratio met 5,221. We kunnen het effect van
sector nog op een andere manier nagaan. Eerst berekenen we de kans op een tijdelijk contract
voor de referentiegroep. Het betreft dus een middengeschoolde man die onder andere als
verder kenmerken heeft dat hij tewerkgesteld is in een middelgrote onderneming in de privésector. De kans voor onze referentiegroep bedraagt 0,34. Voor een persoon met dezelfde
kenmerken, maar nu tewerkgesteld in de publieke sector, is deze kans 0,7322. Publieke sector
zorgt dus voor een verdubbeling van de kans op een tijdelijk contract ten opzichte van de
referentiegroep. Indien opnieuw dezelfde kenmerken gelden als van de referentiegroep (dus
opnieuw ook privé-sector), maar men nu te maken heeft met een vrouw, dan neemt de kans
toe tot 0,47. Hypothese H2 kan dus niet verworpen worden. Het feit dat noch inactiviteitduur,
noch thuis of samenwonen significant zijn, kan wijzen op het gebrek aan eenduidigheid over
21
De berekende waarde verschilt van de gerapporteerde in de derde kolom van tabel 8, omdat we niet met de
exacte getallen werkten. Er wordt ook telkens een 95% betrouwbaarheidsinterval berekend, waarvoor geldt dat
als 1 in dit interval ligt, de oddsratio niet significant verschillend is van 1. Dit is hetzelfde als een coëfficiënt die
niet significant verschilt van 0.
22
Hieruit kan men dan opnieuw de oddsratio berekenen.
67
het teken van de coëfficiënten van deze variabelen.23 Voorafgaande werkloosheid bleek in de
literatuur echter wel positief significant. Het feit dat niet iedereen eenzelfde kans heeft op een
tijdelijk contract, wijst in de richting van het entrapmenteffect (Giesecke J. en Gross M.,
2003, p. 161-177).
Voor tijdelijke contracten in de strikte zin (zie bijlage 1.2, tabel B1) waren de verkregen
resultaten gelijkaardig aan deze voor de uitgebreide definitie van tijdelijke contracten. Een
verschil was dat hoger onderwijs één cyclus een significant positieve coëfficiënt had (op het
5% significantieniveau) en hoger onderwijs twee cycli niet meer significant was. Dit ligt in
lijn met de reeds vermelde beschrijvende resultaten.
Tabel 9: Binaire logistische regressie, afhankelijke variabele tijdelijk contract uitgebreid
Inactiviteitduur
Coëfficiënt
,012
Standaard
afwijking
,008
Oddsratio
1,012
-,060
,419
,942
-,241
,264
,786
< 2de graad
SO
2de graad SO
HO 1 cyclus
HO 2 cycli
,013
,150
1,013
-,348**
,173
,706
-,033
,167
,968
-,406*
,156
,666
,633*
,142
1,884
1,653*
,214
5,221
,522*
,126
1,686
,056
,214
1,057
Deeltijds
Kleine
onderneming
Grote
onderneming
Sector
Geslacht
Fin
onafhankelijk
Samenwonen
-,153
,163
,858
thuis wonen
,022
,178
1,022
vader laag
,097
,148
1,102
vader hoog
-,247
,161
,781
Moeder laag
,205
,145
1,227
Moeder hoog
,161
,164
1,175
-,648***
,339
,523
Constante
N
1462
Nagelkerke R²
0,16
Log likelihood
1748,181
* significant op 1% significantieniveau
** significant op 5% significantieniveau
*** significant op 10% significantieniveau
Bron: SONAR – C(76)
23
We vermelden dat we ook nog een model geschat hebben met opname van de variabele statuut. Deze bleek
een significant negatief effect te hebben op de kans op een tijdelijk contract. De variabele hoger onderwijs twee
cycli was dan echter niet meer significant.
68
Aangezien we o.a. bij de analyse van de U-vorm een onderscheid maakten tussen
onmiddellijk een contract of eerst inactief, hebben we met behulp van een multinomiale
logistische regressie een model geschat dat met dit onderscheid rekening houdt. De
afhankelijke variabele kon vier waarden aannemen (onmiddellijk tijdelijk of vast en eerst
inactief vóór tijdelijke of vaste job) met onmiddellijk vaste job als baseline categorie.
Een multinomiaal logitmodel kan op een gelijkaardige manier worden uitgedrukt als het reeds
vermelde binair model, met dit verschil dat de afhankelijke variabele nu meer dan twee
waarden kan aannemen (Verbeek, 2002, p. 194-197):
p ( y i = j xi ) =
exp( xij ' β )
1 + exp( xi 2 ' β ) + ... + exp( xiM ' β )
, j = 1, 2,..., M
We maken gebruik van een baseline categorie logit die elke categorie j vergelijkt met een
baseline categorie ( p( yi = 1) ).
exp( xij ' β )
p( y i = j xi ) 1 + exp( xi 2 ' β ) + ... + exp( xiM ' β )
, j = 1, 2,..., M
=
exp( xi1 ' β )
p( y i = 1 xi )
1 + exp( xi 2 ' β ) + ... + exp( xiM ' β )
We kunnen
1
schrappen uit teller en noemer
1 + exp( xi 2 ' β ) + ... + exp( xiM ' β )
en aangezien exp( xi1 ' β ) = 1 , bekomen we:
p ( y i = j xi )
p ( y i = 1 xi )
= exp( xij ' β )
In ons geval zijn er vier categorieën (j=1,2,3 of 4) waarvan “onmiddellijk een vast contract”
de baseline categorie (j=1) is. Aldus bekomen we drie verschillende sets van coëfficiënten.
Enkel de persoonlijke karakteristieken uit tabel 8 worden hier als regressoren opgenomen.
Sector, deeltijds en grootte van de onderneming spelen immers geen rol om de kans te
bepalen of iemand onmiddellijk een job krijgt dan wel eerst een periode inactief is. Bovendien
werden laag - en middengeschoolden nu als referentiecategorie beschouwd voor diploma,
wegens te weinig waarnemingen voor laaggeschoolden. De belangrijkste resultaten (zie
bijlage 1.2 tabel B2) waren dat vrouwen en houders van een diploma hoger onderwijs één
69
cyclus een significant hogere kans hebben op onmiddellijk een tijdelijk contract dan op
onmiddellijk een vast contract. Voor vrouwen geldt die hogere kans ook voor de twee andere
categorieën, houders van een diploma hoger onderwijs één cyclus echter hebben een
significant lagere kans om eerst inactief te zijn vóór een tijdelijk of vast contract dan op
onmiddellijk een vast contract. Deze bevinding over scholing komt overeen met de
beschrijvende resultaten.
4.3.2.3 Besluit
In dit deel probeerden we in de eerste plaats een antwoord te vinden op de vraag welke
karakteristieken de kans bepalen dat men als eerste job een tijdelijk contract heeft. De
bevindingen waren dat vrouwen, werknemers in de publieke sector en in grote ondernemingen
meer waarschijnlijk een tijdelijke, eerste job hebben. De U - vormhypothese, namelijk dat
zowel laag – als hooggeschoolden een grotere kans hebben op een tijdelijk contract, werd niet
bevestigd. Voor strikt tijdelijke contracten stelden we wel een oververtegenwoordiging vast
van houders van een diploma hoger onderwijs één cyclus. De resultaten met betrekking tot de
vraag wat de manier van arbeidsmarktintrede bepaalt, betroffen vooral de kenmerken geslacht
en scholing. Vrouwen en houders van een diploma hoger onderwijs één cyclus hebben
respectievelijk meer en minder kans op inactiviteit voor de eerste job. Beiden hebben echter
een hogere kans op onmiddellijk een tijdelijk contract dan op onmiddellijk een vast contract.
Tenslotte werd ook een beschrijvende analyse gemaakt van de redenen om een tijdelijk
contract te aanvaarden als eerste job. Hieruit bleek dat, onafhankelijk van het scholingsniveau,
het geslacht of de gezinssituatie, slechts een miniem percentage een tijdelijke job verkiest. De
overgrote meerderheid van hooggeschoolden aanvaardde vrijwillig een tijdelijk contract,
terwijl de meerderheid van laaggeschoolden dit onvrijwillig deed. De hoge frequentie
laaggeschoolden die een tijdelijke job uitoefenen omdat ze geen vast werk konden vinden,
bevestigt hun zwakke arbeidsmarktpositie en dus de hypothese van de labour queue theorie.
We vonden ook aanwijzingen voor de screeningtheorie, aangezien een hoog percentage van
de hooggeschoolden (ongeveer een derde) vooruitzicht had op een permanent contract toen ze
de tijdelijke job aanvaardden.
70
4.3.3 Relatie tijdelijke jobs met andere karakteristieken.
Deze onderzoeksvraag beperkt zich tot een analyse van de karakteristieken van de eerste job.
Indien tijdelijke jobs slechte jobs zijn, dan zullen ze gepaard gaan met een lager loon, minder
kans op extralegale voordelen en training, een lagere jobzekerheid of een lagere
jobtevredenheid, m.a.w. hypothesen H3 a) en H6 a) zouden moeten verworpen worden. Om
dit te onderzoeken, hebben we een beroep gedaan op de gegevens van de cohorte geboren in
1978. In de econometrische analyses concentreren we ons op het effect van een tijdelijk
contract. We controleren wel voor allerhande variabelen, maar deze worden niet expliciet
besproken.
4.3.3.1 Loon
Voor de beschrijvende analyse is het nuttig een maatstaf voor laag loon te bepalen. We volgen
de methode van McGovern P. et al. (2004, p. 225-249) en baseren deze maatstaf op de
mediaan van het netto uurloon van fulltime werkenden mannen. Deze bedraagt 6,01 euro per
uur.
Wij nemen echter niet de helft hiervan maar vier vijfde om nog voldoende
waarnemingen te hebben binnen de categorie laag loon. 9,6% van de tijdelijke werknemers
heeft volgens deze maatstaf een laag loon ten opzichte van 8% van de permanente. Het
loonverschil lijkt dus niet groot.
Een andere manier om de lonen te analyseren is het bepalen van een loongap24 zoals in OECD
(2002, p.127-187) met behulp van de ratio van het gemiddeld loon van een tijdelijke en
permanente werknemer, al dan niet met onderscheid naar geslacht. Ook nu lijken de
loonverschillen zeer miniem. Voor tijdelijke werknemers in het algemeen en voor mannelijke
tijdelijke werknemers bedraagt de kloof respectievelijk 1,2% en 3,3%. Voor vrouwen stellen
we echter vast dat tijdelijke werknemers een hoger gemiddeld loon hebben. De kloof is hier
dus negatief en bedraagt 1,7%.
We gaan vervolgens na of een econometrische analyse deze bevinding ondersteunt. De
methode die gebruikt wordt, is ordinary least squares omwille van de continue afhankelijke
variabele: uurloon. We gebruiken de standaardvergelijking voor loon uit de human capital
theorie en ook uit de empirische literatuur:
24
Loongap = (1-gemiddeld loon TC/ gemiddeld loon VC) * 100
71
ln yi = β 0 + xi ' β
met yi: nominaal uurloon
xi: vector met onafhankelijke variabelen (xi1,….,xiM)
De afhankelijke variabele is het natuurlijk logaritme van het uurloon en naast de variabele
tijdelijk contract worden allerlei standaardkarakteristieken opgenomen zoals scholing, sector,
grootte van de onderneming, geslacht, scholing, niveau van de functie en regime (deeltijds of
voltijds). Het standaardkenmerk leeftijd nemen we niet op, aangezien de analyse zich beperkt
tot de eerste job. Als tijdelijke jobs slechte jobs zijn, verwachten we dat de variabele tijdelijk
contract (uitgebreide definitie) een negatief effect heeft op het loon.
Tabel 10 geeft de resultaten weer van deze regressie. Op diploma gelijk aan of lager dan
secundair onderwijs na zijn alle coëfficiënten significant. Van belang is dat tijdelijk contract
een significant negatief effect heeft op het uurloon. Het hebben van een tijdelijke job doet het
uurloon dalen met 2%. We kunnen dit effect anders voorstellen door het loon van de
referentiegroep (en dus van een vaste werknemer) te vergelijken met het loon van een
tijdelijke werknemer die voor het overige dezelfde individuele en jobspecifieke kenmerken
heeft. In het eerste geval bedraagt het netto-uurloon 5,90 €, in het tweede 4,83€. Ondanks
onze descriptieve vaststellingen, is er dus toch sprake van een significante loongap tussen
tijdelijke en vaste werknemers, hetgeen ook werd vastgesteld in de empirische literatuur. We
hebben de regressie opnieuw uitgevoerd voor de strikte definitie van tijdelijk contracten.
Hierbij heeft de coëfficiënt van tijdelijk contract opnieuw het verwachte negatieve teken,
maar blijkt deze slechts significant op het 10% significantieniveau (zie bijlage 2.1 tabel B3).
72
Tabel 10: Onderzoeksvraag 2a: OLS, afhankelijke variabele lnuurloon (eerste job)
Coëfficiënt
Standaard
afwijking
1,775
,019
95,004
-,020**
,009
-2,226
-,045*
,012
-3,671
,066*
,010
6,700
,026**
,013
2,015
,003
,026
-,131
-,025
,016
-1,522
,106*
,011
9,348
,189*
,015
12,668
-,073*
,009
-7,906
Niveau functie
,022*
,004
5,550
Deeltijds
,130*
0,13
9,897
Constante
Tijdelijk contract
uitgebreid
Kleine
onderneming
Grote
onderneming
sector publiek of
privé
Diploma < 2de
graad SO
Diploma < 2de
graad SO
Diploma HO 1
cyclus
Diploma HO 2
cycli
Geslacht
N
2077
R²
0,25
t-waarde
* significant op 1% significantieniveau
** significant op 5% significantieniveau
Bron: SONAR – C(78)
4.3.3.2 Extralegale voordelen
Uit de data blijkt dat ongeveer 38% van de vaste werknemers extralegale voordelen heeft bij
het uitoefenen van hun eerste job en slechts 21% van de tijdelijke werknemers. Om dit
econometrisch te testen, gebruiken we een binaire logistische regressie, omdat de afhankelijke
variabele extralegale voordelen twee waarden kan aannemen: ja of nee. De specificatie werd
reeds vermeld bij de eerste onderzoeksvraag (zie supra). De opgenomen onafhankelijke
variabelen zijn dezelfde als voor de loonregressie.
Uit tabel 11 blijkt dat alle coëfficiënten significant zijn. Vooral van belang is dat een tijdelijk
contract volgens de uitgebreide definitie een significant negatieve invloed heeft op de kans
extralegale voordelen te hebben. Indien men overgaat van een vaste naar een tijdelijke job,
daalt de kans op extralegale voordelen ten opzichte van geen extralegale voordelen met 0,451.
Ook nu kunnen de kansen van de referentiegroep worden vergeleken met deze van een
tijdelijke werknemer. Een permanente werknemer met o.a. als kenmerken tewerkgesteld in de
73
privé-sector en middengeschoold, heeft een kans van 0,31 op extralegale voordelen. Voor een
equivalente tijdelijke werknemer bedraagt deze kans daarentegen slechts 0,1625. Voor strikt
tijdelijke contracten bekomen we ook het resultaat dat tijdelijke werknemers minder kans
hebben op extralegale voordelen (zie bijlage 2.1 tabel B4).
Tabel 11: Onderzoeksvraag 2b: binaire logistische regressie, afhankelijke variabele
extralegale voordelen (eerste job)
< 2de graad
SO
< 2de graad
SO
HO 1 cyclus
Coëfficiënt
Standaard
afwijking
-1,556*
,529
,211
-,668*
,239
,513
Oddsratio
,770*
,131
2,161
HO 2 cycli
1,224*
,170
3,401
Sector
-,922*
,165
,398
-,337**
,158
,714
,586*
,120
1,797
-,234**
,111
,791
-,796*
,108
,451
,127*
,047
1,136
-,813*
,189
,444
-,814*
,221
,443
Kleine
onderneming
Grote
onderneming
Geslacht
Tijdelijk
contract
Niveau job
Deeltijdse
job
Constant
N
2192
Log
2295,379
likelihood
Nagelkerke
0,22
R²
* significant op 1% significantieniveau
** significant op 5% significantieniveau
Bron : SONAR – C(78)
4.3.3.3 Training
Men kan onderscheid maken tussen twee soorten training: formele en informele. Verder kan
men formele opleiding opsplitsen in opleiding binnen of buiten het bedrijf. Informele training
kan worden verkregen via een collega of overste of door het werk van collega’s te bestuderen.
Tabel 12 geeft de verdeling van verschillende soorten opleiding tijdens de eerste job weer,
voor tijdelijke en vaste contracten. Hieruit blijkt dat tijdelijke werknemers minder van elk
soort training krijgen. Vooral inzake formele opleiding binnen het bedrijf worden zij
25
Deze kansen werden berekend door de geschatte coëfficiënten in te vullen in de specificatie van de binaire
logistische regressie (zie supra).
74
benadeeld. Econometrisch testen we dit opnieuw aan de hand van een binaire logistische
regressie met als afhankelijke variabele, training of niet en dit voor alle vormen van training.
De onafhankelijke variabelen zijn dezelfde als voor de loonregressie.
Tabel 12: Percentages formele en informele training, vast en tijdelijk (eerste job)
Formele opleiding
binnen bedrijf
Vast contract
23,2%
Tijdelijk contract
13,1%
Formele opleiding
buiten bedrijf
Informele opleiding Informele opleiding
door collega of
door bestuderen
overste
werk collega’s
12,9%
36,2%
15,5%
7,0%
31,5%
15,0%
Bron: SONAR – C(78)
Tabel 13 geeft de resultaten weer van de regressie voor de twee vormen van formele training.
Tijdelijk contract heeft een significant negatief teken, wat dus de beschrijvende vaststelling
bevestigt dat tijdelijke werknemers minder training ontvangen. Indien men een tijdelijke job
heeft in plaats van een vaste dan daalt de kans op training ten opzichte van de kans op geen
training met 0,456. Dit komt overeen met de bevindingen van Booth A. L. et al. (2002, p.
189-213) en OECD (2002, p.127-187). Ook de kans op formele opleiding buiten het bedrijf is
significant lager voor tijdelijke werknemers.
Voor informele training is de variabele tijdelijk contract enkel significant bij opleiding door
een collega of overste. De bevindingen voor strikt tijdelijk contract bij formele opleiding zijn
gelijkaardig. Voor informele training echter is tijdelijk contract voor geen van beide soorten
(bestuderen van werk collega’s of opleiding door collega of overste) significant (zie bijlage
2.1 tabellen B5-7). Dit werd ook reeds voorspeld in OECD (2002, p.127-187): bij informele
training worden tijdelijke werknemers niet benadeeld.
75
Tabel 13: Onderzoeksvraag 2c: binaire logistische regressie, afhankelijke variabele:
formele opleiding (eerste job)
<2de graad
SO
2de graad SO
Binnen bedrijf
Standaard
Coëfficiënt
afwijking
Oddsratio
-,643
,481
,526
Buiten bedrijf
Standaard
Coëfficiënt
afwijking
Oddsratio
-18,475
4895,839
,000
-,231
,259
,794
,058
,339
1,060
HO 1 cyclus
,510*
,149
1,665
,537*
,194
1,711
HO 2 cycli
,653*
,187
1,922
,144
,259
1,155
Sector
-,024
,172
,976
-,038
,212
,963
-,106
,190
,899
,158
,221
1,171
,751*
,141
2,118
,252
,175
1,286
-,050
,125
,951
-,144
,159
,866
-,785*
,124
,456
-,637*
,161
,529
,059
,053
1,061
,368*
,083
1,445
-,637*
,220
,529
-,275
,256
,760
-1,762*
,256
,172
-3,081*
,355
,046
Kleine
onderneming
Grote
onderneming
Geslacht
Tijdelijk
contract
Niveau job
Deeltijdse
job
Constante
N
2188
Log
1907,923
likelihood
Nagelkerke
0,11
R²
* significant op 1% significantieniveau
Bron: SONAR – C(78)
2188
1313,396
0,10
4.3.2.4 Jobonzekerheid en jobtevredenheid
We volgen voor deze onderzoeksvraag gedeeltelijk de reeds vermelde methode van Booth A.
L. et al. (2002, p. 189-213) en behandelen jobzekerheid als onderdeel van jobtevredenheid. Zo
wordt in de enquête onder andere gevraagd of men tevreden is met de werkzekerheid van de
eerste job en met het werk in het algemeen. Tabel 14 geeft hiervan de verdeling weer over de
steekproef. Hieruit blijkt dat qua algemene jobtevredenheid permanente en tijdelijke
werknemers niet veel verschillen. Wat betreft jobzekerheid daarentegen is er een opmerkelijk
verschil: slechts ongeveer 40% van de tijdelijke werknemers is hierover tevreden en dit ten
opzichte van ongeveer 80% van hun permanente collega’s.
76
Tabel 14: Percentages tevreden over werkzekerheid en werk in het algemeen, tijdelijk en
vast contract (eerste job)
Tevreden over werkzekerheid
Eerste job:
Heel ontevreden
Vast contract
Tijdelijk contract
3,2%
13,5%
Eerder
ontevreden
5,7%
28,2%
Noch tevreden,
noch ontevreden
11,3%
18,7%
Eerder tevreden
Heel tevreden
46,1%
29,2%
33,6%
10,5%
52,6%
44,9%
23,1%
22,4%
Tevreden over werk in geheel
Vast contract
3,9%
Tijdelijk contract 5,4%
Bron: SONAR – C(78)
8,3%
10,8%
12,1%
16,5%
Econometrisch kan men jobtevredenheid en jobzekerheid testen aan de hand van een ordinale
logistische regressie. De afhankelijke variabele neemt immers verschillende waarden aan die
men logisch kan ordenen. In dit geval zijn het gradaties in tevredenheid: heel tevreden, eerder
tevreden, noch tevreden/noch ontevreden, eerder ontevreden, heel ontevreden.
De specificatie van dit regressiemodel maakt gebruik van een onderliggende latente variabele
yi*. De relatie met de geobserveerde yi, een variabele die M waarden kan aannemen, wordt als
volgt gedefinieerd (Verbeek M., 2002, p.189-194):
yi* = xi ' β + ε i en yi = j als γ j − 1 < yi* ≤ γ j
γ 0 = −∞
met γ drempelwaarde waarvoor geldt:
γ1= 0
γM =∞
Indien ε i logistisch verdeeld is, vertaalt dit zich in volgende specificatie van de kans dat de
variabele y de waarde j aanneemt:
p( yi ≤ j ) = p( yi* ≤ γ j ) =
=> p( yi = j ) =
exp(γ j − xi ' β )
exp(γ j − xi ' β )
en p( yi > j ) = p( yi* > γ j ) = 1 −
1 + exp(γ j − xi ' β )
1 + exp(γ j − xi ' β )
exp(γ j − xi ' β )
exp(γ j − 1 − xi ' β )
−
(Verbeek M., 2002, p.161-197)
1 + exp(γ j − xi ' β ) 1 + exp(γ j − 1 − xi ' β )
Indien, zoals hier het geval is, M = 4 dan zijn de drempelwaarden:
yi = 1 als yi* ≤ 0
yi = 2 als 0 < yi* ≤ γ 2
yi = 3 als γ 2 < yi* ≤ γ 3
yi = 4 als yi* > γ 3
77
De kans dat yi de waarde j aanneemt is dan:
•
j=1:
exp(0 − xi ' β )
exp(−∞ − xi ' β )
−
1 + exp(0 − xi ' β ) 1 + exp(−∞ − xi ' β )
exp(− xi ' β )
0
exp(− xi ' β )
=
− =
1 + exp(− xi ' β ) 1 1 + exp(− xi ' β )
p ( yi = 1) = p ( y* ≤ 0) =
•
j=2:
exp(γ 2 − xi ' β )
exp(0 − xi ' β )
−
1 + exp(γ 2 − xi ' β ) 1 + exp(0 − xi ' β )
exp(γ 2 − xi ' β )
exp(− xi ' β )
=
−
1 + exp(γ 2 − xi ' β ) 1 + exp(− xi ' β )
p ( yi = 2) = p(0 ≤ y* < γ 2) =
•
j=3:
exp(γ 3 − xi ' β )
exp(γ 2 − xi ' β )
−
1 + exp(γ 3 − xi ' β ) 1 + exp(γ 2 − xi ' β )
exp(γ 3 − xi ' β )
exp(γ 2 − xi ' β )
=
−
1 + exp(γ 3 − xi ' β ) 1 + exp(γ 2 − xi ' β )
p ( yi = 3) = p (γ 2 ≤ y* < γ 3) =
•
j=4:
p ( yi = 4) = p ( y* > γ 3) =
= 1−
exp(∞ − xi ' β )
exp(γ 3 − xi ' β )
−
1 + exp(∞ − xi ' β ) 1 + exp(γ 3 − xi ' β )
exp(γ 3 − xi ' β )
1 + exp(γ 3 − xi ' β )
De coëfficiënten β alsook de parameter γ worden geschat op basis van maximum likelihood.
De regressoren (vector xi) zijn dezelfde als bij de vorige regressies. Wanneer de k-de
coëfficiënt een positief teken heeft, betekent dit dat y* stijgend is in xik. Dit houdt in dat de
kans dat yi de waarde 4 aanneemt ook stijgend is in xik en dat de kans dat de waarde yi 1
aanneemt dalend is in xik. Voor de twee middencategorieën is het effect van een positieve
coëfficiënt niet eenduidig. We beperken de analyse van het teken dus tot het effect van de
variabele op de hoogste gradatie, in dit geval “heel tevreden”. Zo verwachten we dat, indien
tijdelijke jobs slechte jobs zijn, deze gepaard gaan met een lagere jobtevredenheid en
jobzekerheid.
De resultaten van de regressies kan men terugvinden in tabel 15. De variabele tijdelijk
contract heeft het verwachte negatieve teken en is bovendien significant in beide regressies.
Tijdelijke werknemers hebben bijgevolg minder kans heel tevreden te zijn met het werk in
zijn geheel en met de jobzekerheid dan permanente werknemers. De grotere jobonzekerheid
78
van tijdelijke werknemers komt overeen met de literatuur. Over jobtevredenheid was er in de
literatuur echter geen eenduidigheid. De hier vastgestelde lagere kans op hoge
jobtevredenheid bij tijdelijke contracten komt overeen met de bevinding van Pénard et al.
(1998) voor Franse jongeren.
Voor strikt tijdelijke contracten zijn de resultaten (zie bijlage 2.1 tabel B8) wat betreft
jobzekerheid dezelfde als voor de uitgebreide definitie van tijdelijke jobs. In de regressie van
tevredenheid over het werk in zijn geheel is de variabele tijdelijk contract echter niet meer
significant. Dit komt overeen met het onderzoek van Bardasi E. en Francesconi M. (2003,
p.1671-1688) en Booth A. L. et al. (2002, p. 189-213).
Tabel 15: Onderzoeksvraag 2d: afhankelijke variabele tevredenheid over werk in het
geheel en over jobzekerheid in eerste job
Threshold
[j1tvr_14 = 1]
[j1tvr_14 = 2]
Location
Tevredenheid over
werk in het geheel
Standaard
Coëfficiënt
afwijking
-2,288
,195
Tevredenheid over
jobzekerheid
Standaard
Coëfficiënt
afwijking
-3,508
,191
-1,051
,179
-2,066
,180
[j1tvr_14 = 3]
-,143
,176
-1,256
,176
[j1tvr_14 = 4]
2,112
,183
,687
,174
-,356*
,085
-1,735*
,090
,546**
,241
,069
,233
,083
,153
-,069
,149
,193***
,108
,398*
,105
Tijdelijk
contract
<2de graad
SO
2de graad
SO
HO 1 cyclus
HO 2 cycli
Sector
Kleine
onderneming
Grote
onderneming
Geslacht
,061
,142
,560*
,140
,716*
,123
,053
,118
,116
,115
,006
,112
,261*
,094
-,023
,091
,023
,087
-,056
,085
Niveau job
,237*
,038
,007
,037
Deeltijdse
job
-,037
,122
-,256**
,119
N
2192
2191
Log likelihood
2420,168
2515,580
Nagelkerke R²
0,08
* significant op 1% significantieniveau
** significant op 5% significantieniveau
*** significant op 10% significantieniveau
Bron: SONAR-C(78)
0,21
79
4.3.3.5 Besluit
Voor de tweede onderzoeksvraag gingen we na of tijdelijke contracten bepaalde slechte
karakteristieken vertoonden. Dit bleek inderdaad zo te zijn. Ten opzichte van vaste eerste
jobs, gaan tijdelijke eerste jobs (uitgebreide zin) samen met een lager loon, minder kans op
extralegale voordelen, minder formele training, hogere jobonzekerheid en minder
jobtevredenheid. Voor strikt tijdelijke contracten werden gelijkaardige resultaten bekomen,
behalve qua jobtevredenheid, op welk vlak tijdelijke werknemers niet significant verschillen
met hun permanente collega’s. Aldus werden voldoende aanwijzingen gevonden voor een
dualisering van de arbeidsmarkt op basis van contracttype.
4.3.4 Tijdelijk werk: tussenstation, stepping stone of val?
Bovenstaande vaststelling dat tijdelijke contracten meer samengaan met slechte
jobkarakteristieken is minder zorgwekkend indien er voldoende doorstroommogelijkheden
zijn naar betere, vaste jobs. We testen hier de geformuleerde hypothesen over tijdelijke
contracten als tussenstation, stepping stone en val. In het econometrisch onderzoek komen
ook de hypothesen terug aan bod van segmentatietheorie en screeningtheorie (zie H1a en
H1b) We doen hiervoor een beroep op de cohorte van 1976. We houden rekening met de
reeds vermelde verschillende dimensies (zie supra) van deze onderzoeksvraag. Tijdelijke
contracten en werkloosheid worden samen behandeld, doorstromen wordt vertaald in termen
van kansen op vast werk, waarbij wordt gecontroleerd voor de heterogeniteit van werknemers.
In de descriptieve analyse beperken we ons tot het effect van het hebben van één tijdelijk
contract, in het econometrisch deel wordt dit uitgebreid tot duureffecten.
4.3.4.1 Beschrijvend onderzoek
Tussenstation of val: vergelijken mobiliteit tijdelijke en permanente werknemers
Tabel 16 analyseert de doorstroompercentages van zij die hun eerste job met een tijdelijk
(uitgebreide definitie) of vast contract begonnen zijn. We volgen hen één, twee, drie, vier en
vijf jaar na die eerste job en gaan na welke activiteit ze op die tijdstippen uitoefenen. Het
betreft hier dus een forward looking analyse van het effect van één tijdelijk contract op de
80
verdere carrière. In het econometrisch onderzoek wordt dit zoals gezegd uitgebreid naar
mogelijk meerdere tijdelijke contracten door het aantal maanden dat men in een tijdelijke job
zat in rekening te nemen. Uit tabel 16 blijkt dat na 12 maanden 26% van zij die gestart zijn
met een tijdelijke job, een vast contract heeft. Meer dan de helft zit nog in een tijdelijke job en
ongeveer 12% is werkloos. Van diegenen die een eerste job hadden op basis van een vast
contract, is daarentegen slechts 3% werkloos na één jaar. Na twee jaar is 49% van diegenen
met een tijdelijk contract als eerste job doorgestroomd naar vast werk en is 11% werkloos.
36% blijft echter tijdelijk tewerkgesteld. Na drie jaar heeft de meerderheid vast werk
gevonden.Vanaf vier jaar treedt er een convergentie op in werkloosheidsgraden van beide
categorieën, wat overeenkomt met de bevinding van McGinnity F. et al. (2004). Na vijf jaar
oefent ongeveer 70% een vast job uit. Een vijfde blijft echter in de sfeer van tijdelijke
contracten zitten. Uit deze eenvoudige analyse blijkt dat tijdelijke jobs voor velen een
tussenstation vormen (aanwijzing voor H7), maar dat toch een aanzienlijk deel zelfs na vijf
jaar nog steeds (of opnieuw) een tijdelijk contract heeft. Verder lijken zij die begonnen zijn in
een tijdelijke job, meer te kampen te hebben met werkloosheid tot drie jaar na de eerste job
(aanwijzing voor H9). Vanaf dan kan men eerder spreken van convergentie. Dit komt overeen
met de empirische literatuur.
Tabel 16: Doorstroompercentages eerste job vast of tijdelijk
Situatie na x jaar
Eerste job
Situatie na 1
jaar:
Situatie na 2
jaar:
Situatie na 3
jaar:
Situatie na 4
jaar:
Situatie na 5
jaar:
Vast
contract
Tijdelijk
contract
Werkloos
Andere:
studeren,
thuis
zonder
inkomen,…
Totaal
Vast contract
87,6%
6,1%
3,4%
2,9%
100,0%
Tijdelijk contract
26,3%
57,0%
11,9%
4,8%
100,0%
Vast contract
82,6%
7,9%
6,1%
3,3%
100,0%
Tijdelijk contract
48,7%
35,6%
11,0%
4,7%
100,0%
Vast contract
84,2%
8,0%
5,2%
2,6%
100,0%
Tijdelijk contract
60,1%
27,7%
7,9%
4,4%
100,0%
Vast contract
83,1%
6,7%
6,7%
3,4%
100,0%
Tijdelijk contract
66,5%
22,9%
7,1%
3,5%
100,0%
Vast contract
81,8%
7,8%
4,3%
6,2%
100,0%
71,3%
19,5%
4,7%
4,4%
100,0%
Tijdelijk contract
Bron: SONAR – C(76)
81
Stepping stone of val: vergelijken mobiliteit tijdelijke werknemers en werklozen
Ook nu kan de analyse worden uitgebreid met de inactiviteitperiode vóór de eerste job. Zo
kunnen doorstroompercentages worden berekend van drie verschillende vormen van
arbeidsmarktintrede: onmiddellijk vast contract, onmiddellijk tijdelijk contract of eerst
inactief. Impliciet vormt dit een test of een tijdelijk contract aanvaarden een beter alternatief is
dan werkloos blijven, m.a.w. of tijdelijke jobs een stepping stone zijn of niet. De test is
gedeeltelijk, omdat zij die werkloos gebleven zijn gedurende één jaar arbeidsmarktervaring
niet in de analyse voorkomen. We beperken ons immers tot zij die in het begin van hun
arbeidsmarktcarrière werkloos waren, maar daarna wel een eerste job hebben uitgeoefend. In
feite worden de resultaten met betrekking tot kansen op een vast contract positief beïnvloed
voor zij die inactief waren, omdat we opleggen dat een deel van hen een permanente job heeft
als eerste job. De test is verder nog gedeeltelijk omdat we ook de werklozen in rekening
nemen die eerst een tijdelijk contract hadden, alvorens een vaste job te verkrijgen. Bij een
zuivere test van stepping stone vergelijkt men zij die bij hun arbeidsmarktintrede een tijdelijk
contract hadden en zij die werkloos waren. We gaan na hoeveel van beide categorieën na x
aantal jaar in een vaste job zitten in de veronderstelling dat de werklozen werkloos blijven
totdat ze een vaste job vinden. Toch geeft onze analyse reeds een beeld van de gevolgen van
inactief zijn in het begin van de arbeidsmarktcarrière, in vergelijking met onmiddellijk een
tijdelijk contract aanvaarden. Tabel 17 geeft de doorstroompercentages weer één, twee, drie,
vier en vijf jaar na de arbeidsmarktintrede. Als men zij die onmiddellijk een tijdelijk contract
hadden, vergelijkt met zij die eerst inactief waren, dan stelt men vast dat na één jaar
arbeidsmarktintrede 24% van diegenen met onmiddellijk een tijdelijk contract, een vaste job
heeft. Voor zij die eerst inactief waren alvorens een eerste job uit te oefenen, bedraagt het
percentage permanente werknemers 38%. Achter dit percentage kunnen verschillende soorten
mensen schuilen: zij die als eerste job een vast contract hadden en nog steeds in die eerste job
zitten, alsook zij die als eerste job een tijdelijk contract hadden en na een jaar
arbeidsmarktervaring reeds een vaste job hebben. Eerst inactief zijn lijkt een beter alternatief
dan onmiddellijk een tijdelijke job aanvaarden op het vlak van kansen op permanente
tewerkstelling. De werkloosheidsgraad (18%) is echter veel hoger dan bij diegenen die
onmiddellijk een tijdelijk contract hadden (11%). Na twee jaar arbeidsmarktervaring krijgt
men reeds een ander beeld. De kansen op vast werk zijn naar elkaar toe geconvergeerd
(telkens ongeveer de helft). Een reden is dat na één jaar arbeidsmarktervaring bij velen die
onmiddellijk een tijdelijk contract hadden, dit contract nog niet afgelopen is, waardoor
doorstromen naar vast werk nog niet mogelijk is. Na twee jaar zijn er wel meer
82
mogelijkheden om door te stromen. De werkloosheidsgraad blijft bij de inactieven bij het
begin van hun arbeidsmarktcarrière, echter hoog. Eenzelfde beeld vindt men terug na drie en
na vier jaar, hoewel na vier jaar zij met onmiddellijk een tijdelijk contract licht hogere kansen
hebben op een vaste job. Na vijf jaar schijnen de vaste tewerkstellingskansen in beperkte mate
opnieuw te divergeren: zij die eerst inactief waren, hebben hogere kansen op permanent werk.
De werkloosheidsgraad bij deze categorie blijft echter ook hoger. Men kan dus besluiten dat
vanaf twee jaar arbeidsmarktervaring er weinig verschil is tussen eerst inactief zijn of
onmiddellijk een tijdelijke job hebben, qua kansen op een vast contract. Er werd bijgevolg
geen aanwijzing gevonden voor een stepping stone effect (H8), al benadrukken we de
onvolledigheid van onze analyse. Opvallend is de persistent hogere werkloosheidsgraad van
zij die eerst inactief waren. In die zin vormen tijdelijke contracten wel een beter alternatief.
Tabel 17: Doorstroompercentages onmiddellijk eerste job of inactief
Situatie na x jaar
ArbeidsmarktIntrede
Situatie na 1
jaar:
Situatie na 2
jaar:
Situatie na 3
jaar:
Situatie na 4
jaar:
Onmiddellijk vast
contract
Onmiddellijk
tijdelijk contract
Tijdelijk
contract
Werkloos
Totaal
91,3%
5,6%
1,9%
1,2%
100,0%
23,8%
61,8%
10,8%
3,5%
100,0%
Inactief
Onmiddellijk vast
contract
Onmiddellijk
tijdelijk contract
37,8%
33,3%
17,8%
11,1%
100,0%
85,4%
8,0%
3,7%
3,0%
100,0%
50,2%
38,8%
7,8%
3,2%
100,0%
Inactief
Onmiddellijk vast
contract
Onmiddellijk
tijdelijk contract
53,7%
26,6%
13,7%
6,0%
100,0%
88,6%
7,3%
2,4%
1,6%
100,0%
61,6%
28,9%
5,1%
4,3%
100,0%
Inactief
Onmiddellijk vast
contract
61,9%
21,5%
11,8%
4,8%
100,0%
87,8%
5,3%
5,9%
1,1%
100,0%
68,2%
25,8%
2,8%
3,2%
100,0%
66,5%
18,0%
11,1%
4,4%
100,0%
86,0%
5,4%
5,4%
3,2%
100,0%
67,7%
27,3%
2,0%
3,0%
100,0%
71,3%
13,3%
8,8%
6,6%
100,0%
Onmiddellijk
tijdelijk contract
Situatie na 5
jaar:
Vast
contract
Andere:
studeren,
thuis
zonder
inkomen,…
Inactief
Onmiddellijk vast
contract
Onmiddellijk
tijdelijk contract
Inactief
Bron: SONAR – C(76)
83
4.3.4.2 Econometrisch onderzoek
Voor het econometrisch deel van de onderzoeksvraag naar tijdelijke contracten als
tussenstation, stepping stone of val, gaan we na wat het effect is van een aantal maanden in
een bepaalde activiteit op het soort activiteit dat men x jaar na de eerste job uitoefent.
Hiervoor wordt opnieuw beroep gedaan op een multinomiale logistische regressie. De
specificatie is zoals hiervoor reeds vermeld (zie supra). De afhankelijke variabele kan vier
waarden aannemen: tijdelijke job (uitgebreid), vaste job, werkloos en andere (studeren, thuis
zonder inkomen,…) en betreft dus de situatie waarin men zit x jaar na de eerste job. Vaste job
geldt als baseline categorie. Tabel 18 geeft de voor ons onderzoek relevante onafhankelijke
variabelen weer van de regressies voor één, twee en drie jaar na de eerste job: twee
duurvariabelen (uitgedrukt in maanden) en enkele diplomavariabelen (daarnaast werden ook
sector en geslacht opgenomen en een duurvariabele voor de activiteit andere26). De
duurvariabelen vertonen gelijkenissen met diegene gebruikt in Korpi T. en Levin H. (2001, p.
127-148). We hebben in onze berekening van de duren van verschillende activiteiten
gedurende bijvoorbeeld één jaar, geen rekening gehouden met overlappingen, waardoor deze
duren samen niet altijd sommeren tot 12 maanden. Om toch deze duur te benaderen, kunnen
we niet alle duurvariabelen opnemen. Vandaar dat de variabele duur vast contract werd
weggelaten.
Voor de analyse van vier en vijf jaar na de eerste job, hebben we de onafhankelijke variabelen
moeten aanpassen. Er waren niet genoeg waarnemingen na vier jaar voor de vijf verschillende
scholingsniveaus, gezien afgestudeerden van het hoger onderwijs twee cycli op latere leeftijd
dan laaggeschoolden de arbeidsmarkt betreden. Daarom hebben we een diplomavariabele
gebruikt die enkel een onderscheid maakt tussen laag-, midden- en hooggeschoolden. Voor de
analyse vijf jaar na de eerste job bleek dit niet voldoende. Hoog - en middengeschoolden zijn
daarom samen beschouwd als referentiecategorie (de variabele sector werd weggelaten uit de
regressie, omdat er voor die variabele niet genoeg waarnemingen waren voor de situaties
werkloos en andere). In tabel 18 staan ook de verwachte tekens van de coëfficiënten. Zo
verwachten we dat iemand die langer werkloos is, meer kans heeft om een aantal jaar later
ook werkloos te zijn, dan om een vast contract te hebben. Dit omwille van verlies aan
vaardigheden en productiviteit. Het effect van duur tijdelijk contract op de kans na x aantal
26
In navolging van Booth A. L. et al. (2002, p. 189-213) kan men een variabele opnemen ter benadering van de
productiviteit. Dit vormt een test voor de screeningtheorie (zie supra). Wij hadden echter hierover geen
gegevens.
84
jaar nog in een tijdelijk contract te zitten is onduidelijk. Dit is namelijk een rechtstreekse test
voor de hypothese van tussenstation (H7) of val (H9): heeft men naarmate men gedurende
meer maanden een tijdelijke job uitoefent, meer of minder kans op een tijdelijk contract dan
op een vast contract? Dit komt overeen met het besproken onderzoek over duureffecten van
Gagliarducci S. (2002). Het teken bij laaggeschoold zal al dan niet een aanwijzing vormen
voor de segmentatietheorie. Indien een laaggeschoolde na x aantal jaar meer kans heeft op een
tijdelijk contract of op werkloosheid dan op een permanente job, dan ligt dit in lijn van de
segmentatietheorie. Voor hooggeschoolden voorspelt de screeningtheorie dat zij initieel meer
kans hebben op een tijdelijke job, maar dat na verloop van tijd dit kan worden omgezet in een
vast contract. Hierdoor zou men voor een kleine x een grotere kans verwachten van
hooggeschoolden op een tijdelijk contract en naarmate x toeneemt een grotere kans op een
vast contract.
Tabel 18: Onderzoeksvraag 3: onafhankelijke variabelen
Onafhankelijke variabele
Verwachte teken
Tijdelijk contract
(uitgebreid)
Werkloos
Duur tijdelijk contract uitgebreid
? test H7 en H9
+
Duur werkloos
+
+
+ (H1a)
+ (H1a)
+ (maar dalend
-
Scholing:
de
<2
graad secundair en 2de graad
secundair
hoger 1 cyclus en hoger 2 cycli
in x, H1b)
Noot: sector, geslacht en een duurvariabele voor activiteit “andere” staan niet in deze tabel, maar werden wel als
regressoren opgenomen
Tussenstation of val?
De resultaten van deze regressies kan men terugvinden in tabel 19. Daaruit blijkt dat voor alle
tijdstippen het aantal maanden dat men een tijdelijk contract had, een significant positieve
impact heeft op de kans in een tijdelijk contract te zitten ten opzichte van in een vast contract
te zitten. Het effect wordt wel kleiner met de tijdshorizon. Deze bevindingen komen overeen
met wat werd vastgesteld aan de hand van de doorstroompercentages. Verder heeft de duur
van tijdelijk contract een significant positief effect op de kans werkloos te zijn, al wordt ook
dit effect kleiner met de tijdshorizon. Dit werd ook in de beschrijvende analyse bekomen. De
entrapmenthypothese kan verworpen indien de kans op een nieuwe tijdelijke job na de
85
beëindiging van een tijdelijke job gelijk is aan de kans op een vaste positie en de kans op
werkloosheid ook gelijk is voor tijdelijke en permanente werknemers (Giesecke J. en Gross
M., 2003, p. 161-177). De voorgaande resultaten wijzen erop dat dit niet het geval is en dat
tijdelijke contracten dus een val vormen (H9 niet verwerpen), wat overeenkomt met de
resultaten in de literatuur (o.a. Giesecke J. en Gross M., 2003, p. 161-177).
Stepping stone of val?
Tijdelijke contracten kunnen volgens de theorie ook functioneren als stepping stone. Om dit te
testen, vergelijken we de kans op tijdelijk werk ten opzichte van vast werk en de kans op
werkloos ten opzichte van vast werk. Men kan zien dat de oddsratio27 voor tijdelijk werk eerst
kleiner is voor duur werkloos dan voor duur tijdelijk contract en daarna ongeveer gelijk
wordt. De oddsratio voor werkloosheid daarentegen is veel hoger voor duur werkloos. Dit wil
dus zeggen dat als men één maand langer werkloos is, de odds voor werkloosheid veel sterker
toenemen dan als men één maand langer tijdelijk werkt. De kans op vast werk ten opzichte
van werkloosheid daalt dus in sterkere mate. De odds voor tijdelijk werk nemen na twee jaar
in dezelfde mate toe of men nu één maand langer werkloos is of een tijdelijk contract heeft.
Kortom, in vergelijking met een extra maand tijdelijk werk, brengt een extra maand werkloos
zijn lagere kansen op vast werk (t.o.v. werkloosheid) en even hoge op tijdelijk werk met zich
mee. In die zin lijkt tijdelijk werk een beter alternatief, wat een aanwijzing vormt voor de
stepping stone theorie (H8). Dit komt overigens overeen met wat we vaststelden aan de hand
van de doorstroompercentages (zie supra).
Segmentatietheorie en screeningtheorie
Het (soms significante) positieve teken van laaggeschoold zijn, zowel voor de kans op een
tijdelijk contract als voor de kans op werkloosheid, wijst op het bestaan van segmenten. Een
laaggeschoolde heeft dus meer kans om werkloos te zijn of een tijdelijke job te hebben, dan in
vaste job te zitten. Dit geldt vooral voor de eerste drie jaren na de eerste job (H1a niet
verwerpen). Nadien is laaggeschoold zijn niet meer significant. Voor hooggeschoolden
bekomt men geen significante resultaten. Ook het teken is niet eenduidig. Zo heeft iemand
Omj exp( xmj ' β ) welke op het eerste zicht analoog is aan deze berekend bij het binaire regressiemodel (zie
=
Orj exp( xrj ' β )
supra). De afhankelijke variabele kan nu echter meer waarden aannemen dan enkel 0 en 1. Vandaar de extra
index j. Voor de berekening van de odds spelen de andere categorieën geen rol, omdat deze worden weggedeeld
op een gelijkaardige manier als in voetnoot 4 werd duidelijk gemaakt (zie supra). Voor verdere uitleg, zie
Verbeek M. (2002, p.196) en SPSS (1999, p.40-41 en p.69)
27
86
met een diploma hoger onderwijs twee cycli één jaar na de eerste job meer kans op een vast
contract dan op een tijdelijk, maar geldt na drie jaar het omgekeerde28 (H1b verwerpen).
Andere resultaten zijn dat er een hoge persistentie van tijdelijke jobs heerst in de publieke
sector (komt overeen met OECD (2002, p.127-187)) en dat vrouwen een significant hogere
kans hebben op een tijdelijk contract of werkloosheid één jaar na de eerste job, dan op een
vaste job.
We hebben deze regressie ook uitgevoerd voor de strikte definitie van tijdelijk contract,
alsook voor de situatie na x jaar arbeidsmarktervaring in plaats van x jaar na de eerste job. In
het eerste geval zijn de resultaten gelijkaardig (zie bijlage 3.1 tabel 10). Voor de regressie met
arbeidsmarktervaring vinden we echter een kleiner maar meer persistent effect van duur
tijdelijk contract op de kans een tijdelijke job te hebben (zie bijlage 3.1 tabel 9). Ook het
stepping stone effect is minder uitgesproken. De oddsratio van duur werkloos en duur tijdelijk
contract verschillen weinig van elkaar, waardoor men dus geen uitspraak kan doen over welke
van de twee een beter alternatief is.
28
We hebben een interactieterm ingevoerd voor hooggeschoold en duur tijdelijk contract voor de regressies na
één, twee en drie jaar.. Vanaf twee jaar worden de interactietermen significant positief, maar het effect is zeer
klein. Sector is dan niet meer significant. Dit kan worden verklaard door de hoge aanwezigheid van
hooggeschoolde, tijdelijke werknemers in de publieke sector.
87
Tabel 19a: Onderzoeksvraag 3: multinomiale logistische regressie: afhankelijke
variabele situatie 1, 2 en 3 jaar na eerste job, referentiecategorie vast contract
Activiteit
na x jaar
Situatie na 1 jaar
Situatie na 2 jaar
Std
afwijking
Std
afwijking
Coëffic
Tijdelijk
Contract
Intercept
Duur andere
Duur tijdelijk
Contract
Duur
werkloos
Sector
Geslacht
-4,285*
,276
,033
,028
,490*
Oddsratio
Coëffic
-5,749*
,362
1,034
,128*
,023
,018
1,633
,303*
,278*
,031
1,321
,938*
,223
,402*
,148
1,559*
Situatie na 3 jaar
Oddsratio
Coëffic
Std
afwijking
Oddsratio
-6,244*
,412
1,137
,126*
,017
1,134
,014
1,353
,201*
,010
1,223
,329*
,030
1,390
,212*
,018
1,236
2,556
,479**
,231
1,614
,457***
,265
1,580
1,495
,003
,169
1,003
,244
,189
1,276
,386
4,753
,555
,453
1,743
,147
,412
1,159
,666**
,265
1,947
,686**
,298
1,986
,345
,296
1,412
-,254
,183
,776
,052
,210
1,054
-,109
,249
,897
,766
,934
1,197
de
<2 graad
SO
2de graad SO
HO 1 cyclus
HO 2 cycli
werkloos
,180
,365
-5,209*
,526
1,094
,081*
,026
1,085
,016
1,109
,081*
,014
1,084
,487*
,031
1,627
,285*
,020
1,329
2,705
,837**
,338
2,310
,449
,490
1,567
,207
2,429
-,146
,233
,864
,033
,269
1,033
1,400*
,477
4,054
1,278***
,461
3,589
,523
,464
1,688
,859*
,322
2,362
,479
,351
1,614
,645***
,346
1,906
-,340
,263
,712
-,029
,326
,971
-,610
,497
,543
HO 2 cycli
-,806**
,351
,447
,628
,562
Intercept
-4,424*
,432
,305*
,026
,209*
Intercept
Duur andere
Duur tijdelijk
Contract
Duur
werkloos
Sector
Geslacht
<2de graad
SO
2de graad SO
HO 1 cyclus
Andere
Duur andere
Duur tijdelijk
Contract
Duur
werkloos
Sector
Geslacht
<2de graad
SO
2de graad SO
HO 1 cyclus
HO 2 cycli
N
-,266
,226
-6,028*
,411
-,068
,288
-4,406*
,411
,074**
,038
1,077
,089*
,030
,361*
,023
1,435
,103*
,625*
,036
1,868
,995*
,292
,888*
-,466
,447
-6,163*
,608
-,576
,770
-6,949*
,734
1,357
,316*
,022
1,371
,241*
,018
1,273
,027
1,233
,099*
,021
1,104
,072*
,018
1,075
,233*
,054
1,262
,290*
,044
1,336
,171*
,030
1,186
,942*
,358
2,566
,883**
,428
2,418
,680
,509
1,974
,262
,246
1,300
,542***
,303
1,719
,504
,349
1,656
1,587*
,483
4,887
1,014***
,585
2,755
1,208***
,629
3,345
-,189
,496
,828
-,587
,596
,556
,597
,558
1,817
-,282
,310
,754
-,312
,387
,732
,422
,459
1,525
-,994**
,431
,370
-,799
,534
,450
,227
,638
1,254
2471
Nagelkerke
0,72
R²
Log
2483,50
likelihood
* significant op 1% significantieniveau
** significant op 5% significantieniveau
*** significant op 10% significantieniveau
Bron: SONAR – C(76)
2293
1908
0,75
0,73
2208,53
1502,70
88
Tabel 19b: Onderzoeksvraag 3: multinomiale logistische regressie: afhankelijke
variabele situatie 4 en 5 jaar na eerste job, referentiecategorie vast contract
Activiteit
na x jaar
Tijdelijk
Contract
Situatie na 4 jaar
Standaard
Coëfficiënt
afwijking
Oddsratio
Intercept
Duur andere
Duur tijdelijk
Contract
Duur werkloos
Sector
-4,603*
,591
,064*
,014
1,066
,030
,018
1,030
,134*
,008
1,143
,103*
,010
1,109
,134*
,014
1,144
,095*
,015
1,100
,593**
,308
1,810
,235
,220
1,264
-,120
,326
,887
laaggeschoold
,040
,276
1,041
,437
,380
1,548
,970
-6,406*
1,016
Intercept
Duur andere
Duur tijdelijk
Contract
Duur werkloos
-,031
,278
-5,364*
,537
,055*
,018
1,057
,026
,028
1,026
,067*
,011
1,069
,044*
,016
1,045
,127*
,018
1,135
,173*
,014
1,188
Sector
,407
,505
1,502
Geslacht
,417
,278
1,517
,953***
,512
2,592
,295
,553
1,343
laaggeschoold
hooggeschoold
Andere
,435
Geslacht
hooggeschoold
werkloos
-5,610*
Situatie na 5 jaar
Standaard
Coëfficiënt
afwijking
Oddsratio
Intercept
Duur andere
Duur tijdelijk
Contract
Duur werkloos
Sector
,328
,304
1,389
-1,051**
,513
,350
-6,468*
,756
-4,713*
,844
,136*
,013
1,146
,088*
,013
1,092
,011
,016
1,011
-,031
,024
,969
,088*
,021
1,092
,016
,031
1,016
,570
,572
1,767
Geslacht
1,103*
,380
3,013
,787***
,456
2,197
laaggeschoold
,916***
,527
2,498
,818***
,422
2,266
hooggeschoold
,023
,434
1,023
N
1455
Nagelkerke R²
0,64
0,56
1318,70
* significant op 1% significantieniveau
** significant op 5% significantieniveau
*** significant op 10% significantieniveau
Bron: SONAR – C(76)
567,30
Log likelihood
597
4.3.4.3 Besluit
Uit de analyse van doorstroompercentages bleek
- voor zij die als eerste job een tijdelijk contract hadden,
(1) dat 20% van hen na vijf jaar nog steeds in een tijdelijke job zit,
89
(2) dat de meerderheid na drie jaar een vaste job heeft,
(3) dat zij de eerste drie jaar een hogere kans vertonen op werkloosheid,
- voor zij die eerst inactief waren voor de eerste job dat, ten opzichte van zij met onmiddellijk
een tijdelijk contract,
(4) er vanaf 2 jaar geen verschil meer is in kansen op een vaste job (na 1 jaar hebben zij
een grotere kans)
(5) zij gekenmerkt worden door een hogere werkloosheid
De eerste en derde bevinding wijzen op tijdelijke contracten als val (H9), de tweede bevinding
op tijdelijke contracten als tussenstation (H7). Econometrische ondersteuning werd bekomen
voor (1) en (3), maar dit entrapmenteffect neemt af met het aantal jaren na de eerste job (H9
niet verwerpen). De vierde bevinding spreekt het stepping stone (H8) effect tegen (al was de
analyse niet volledig), maar uit (5) blijkt wel dat werkloos zijn aan het begin van de
arbeidsmarktcarrière een minder goed alternatief is dan onmiddellijk een job aanvaarden
omwille van de hogere werkloosheidskansen. Econometrisch werd het stepping stone effect
aangetoond voor de situatie x jaar na de eerste job (H8 niet verwerpen), maar niet voor de
situatie na x jaar arbeidsmarktervaring (H8 verwerpen). Tenslotte hadden laaggeschoolden
een hogere kans op een tijdelijk contract en op werkloosheid tot drie jaar na de eerste job, dan
op een vast contract. Dit ondersteunt de segmentatietheorie (H1a niet verwerpen). Voor
hooggeschoolden werden geen significante resultaten vastgesteld (H1b verwerpen).
5. Algemeen besluit
Tijdelijke contracten ontstonden vanaf de jaren ’80 in de eerste plaats om te voldoen aan de
noden van flexibilisering langs werkgeverszijde. Hoge kosten bij ontslag van vaste
werknemers verhinderden hen in te spelen op conjuncturele schommelingen. Ook de hoge
werkloosheid vanaf de jaren ’70 zorgde voor een behoefte aan atypische tewerkstelling.
Beck U. (1992) beschrijft deze evolutie als het ontstaan van een nieuwe tweedeling. Het
traditionele onderscheid tussen blue collar en white collar jobs is verdwenen. In de plaats
daarvan heerst er voortaan een onderscheid tussen standaard, fulltime werk en een systeem
van flexibele en gedecentraliseerde “ondertewerkstelling”. Volgens Beck U. (1992) zou dit
leiden tot een lagere kwaliteit van jobs (Beck U., 1992, geciteerd in McGovern P. et al., 2004,
p. 225-249), een hypothese die ook ondersteund wordt door de segmentatietheorie waarvan de
eerste generatie modellen werd geformuleerd door Doeringer P. en Piore M. (1971). Zij
stellen dat de arbeidsmarkt geen competitief geheel is, maar dat er segmenten bestaan
90
waartussen geen concurrentie is. Zo kan men een segment onderscheiden, met name de
externe arbeidsmarkt, waar de markt haar ruimende werking doet en dus het loon bepaalt en
het aantal mensen dat tegen dit loon zal worden tewerkgesteld (Verhofstadt E. et al., 2003,
p.135 – 162). De onderliggende micro-economie is volledig in lijn met de neoklassieke
arbeidstheorie, welke zegt dat individuen hun nut maximaliseren en vrij uit een groot aantal
jobs kunnen kiezen op basis van hun preferenties en capaciteiten. Het loon is gebaseerd op de
marginale productiviteit en dit bij bedrijven die hun winsten maximaliseren. Er bestaat
daarnaast echter ook een segment waar de invloed van de markt eerder beperkt is, namelijk de
interne arbeidsmarkt. Daar wordt beroep gedaan op regels en procedures om het loon en het
aantal tewerkgestelde mensen te bepalen, in plaats van op winstmaximaliserende principes
(Taubman P. en Wachter M.L., 1986, p.1183-1217). Het loon zorgt niet meer voor ruiming.
Men doet daarentegen eerder een beroep op interne opleidingen en overuren.
Een tweede generatie segmentatietheorieën relateert de eerste generatie aan de duale
arbeidsmarkttheorie van o.a. Harrison B. (1972) en Averitt R. (1968) door een primair
segment te definiëren dat een verzameling is van goed ontwikkelde interne arbeidsmarkten en
een secundair segment dat bestaat uit de zwak ontwikkelde interne arbeidsmarkten (Harrison
B. (1972) en Averitt R. (1968), geciteerd in Leontaridi M. R., 1998, p. 63-100). Het primair
segment wordt bepaald door institutionele factoren, waardoor het afgeschermd is van externe
(loon)druk, het secundaire daarentegen is niet afgeschermd gezien de vele entry ports. Aldus
stelt Piore M. (1970): “De primaire arbeidsmarkt biedt jobs met een aantal van de volgende
karakteristieken: hoge lonen, goede werkcondities, stabiliteit van tewerkstelling en
jobzekerheid, gelijke en tijdige administratieve behandeling van werkregels en kansen op
promotie. De secundaire arbeidsmarkt heeft jobs die, in vergelijking met de primaire, minder
aantrekkelijk zijn. Ze bieden over het algemeen een lager loon, slechte arbeidscondities,
aanzienlijke tewerkstellingsonzekerheid, harde en vaak arbitraire discipline en weinig kans op
promotie.” (geciteerd in Verhofstadt E. et al., 2003, p.138) Tussen beide segmenten heerst er
bovendien lage mobiliteit omwille van factoren als discriminatie of omwille van de werking
van een negatief feedbackmechanisme, waarbij na verloop van tijd divergentie ontstaat tussen
de kwaliteit van werknemers van het primaire en secundaire segment. De oorzaak hiervan is
dat de kwaliteit van de job deze van de werknemers zal gaan bepalen (Taubman P. en
Wachter M.L., 1986, p.1183-1217).
In dit denkkader ontstaat enerzijds de vrees dat, vanwege de lage mobiliteit tussen segmenten,
tijdelijke contracten een val kunnen vormen en anderzijds dat tijdelijke contracten kenmerken
zouden vertonen van slechte jobs. Dit laatste kan men aantonen via het model van de flexibele
91
onderneming van Atkinson J. (1988) waarbij de kern van het personeelsbestand te vergelijken
is met het primaire segment en de periferie met het secundaire, ook qua jobkarakteristieken
(loon, promotie,…). In de periferie bevinden zich onder andere de werknemers met tijdelijke
of deeltijdse jobs (Atkinson J., 1988, geciteerd in Steijn B., 1999, p.90-105). Vandaar de
hypothese dat tijdelijke jobs kenmerken zouden vertonen van slechte jobs.
Er zijn naast de gesegmenteerde arbeidsmarkttheorie nog andere verklaringen hiervoor. De
hogere werkonzekerheid is een logisch gevolg van de aard van een tijdelijk contract (Green
F., 2003). Het toekomstige inkomen is immers veel minder zeker. Dit kan te wijten zijn aan
de hogere kans op werkloosheid, alsook aan de hogere variabiliteit van het inkomen tussen
verschillende jobs. Aangezien jobonzekerheid de tevredenheid met de job bepaalt, zal deze bij
tijdelijke werknemers ook lager zijn, al is dit niet altijd zeker. De jobtevredenheid hangt
immers af van het feit of men de job vrijwillig aanvaard heeft of niet (Bardasi et al., 2003,
p.1671-1688). Verder zullen tijdelijke werknemers minder kans hebben op training. Men zal
volgens de Human Capital Theorie ontwikkeld door Becker G. (1964) pas investeren in
training, wanneer de investering kan teruggevorderd worden (voor de werkgever onder de
vorm van een verhoogde productiviteit, voor de werknemer onder de vorm van een hoger
loon). Pas dan zal men bereid zijn de kosten te dragen (Becker G., 1964 geciteerd in Forrier
A. en Sels L., 2003, p. 641-666). De pay-off van training is voor een bedrijf negatief
gerelateerd aan de waarschijnlijkheid dat de werknemer zal opstappen (Forrier A. en Sels L.,
2003, p. 641-666), welke bij een tijdelijke werknemer uiteraard hoger is dan bij zijn of haar
permanente collega. Vandaar dat men bij een tijdelijk contract minder zal kunnen rekenen op
trainingsmogelijkheden aangeboden door de werkgever, tenzij de productiviteit significant
stijgt gedurende de korte periode van tewerkstelling. Dit is bijvoorbeeld het geval bij initiële
training. Ook de tijdelijke werknemer zelf zal minder geneigd zijn te investeren in training,
omdat de kans om het rendement van de investering in specifieke training met name het hoger
loon nog te kunnen recupereren, bij de huidige werkgever klein is. Bij verandering van
werkgever gaat bovendien de investering in jobgebonden training verloren. Tijdelijke
werknemers zullen dus eerder dat soort training financieren dat hun kansen vergroot op de
interne en externe arbeidsmarkt en waarbij de loonsverhoging voldoende is om de initiële
investering te kunnen recupereren (Forrier A. en Sels L., 2003, p. 641-666).
Een laatste kenmerk betreft de lonen. Er bestaan hypothesen waardoor men, in tegenstelling
tot wat de gesegmenteerde arbeidsmarkttheorie voorspelt, eerder hogere lonen zou
verwachten bij tijdelijke jobs. Zo kunnen tijdelijke werknemers een hoger loon krijgen als
vergoeding voor de grotere jobonzekerheid. Dit ligt in lijn van wat de theorie van
92
compenserende loondifferentialen (Daniel C. en Sofer C., 1998) zegt, namelijk dat slechte
karakteristieken moeten gecompenseerd worden door een hoger loon (Daniel C. en Sofer C.,
geciteerd in Verhofstadt E. et al., 2003, p.135 – 162). Men kan een hoger loon ook verklaren
vanuit de efficiënte loontheorie (Shapiro C. en Stiglitz J.E., 1984, p. 433-444) waarbij het
loon hoger wordt gezet dan de marginale productiviteit om werknemers te stimuleren.
Aangezien tijdelijke werknemers vermoedelijk een lagere bedrijfsbinding hebben dan
permanente en daarmee mogelijk samenhangend een lagere motivatie (Booth A. L. et al.,
2002, p. 189-213; Giesecke J. en Gross M., 2003, p. 161-177), zal de werkgever volgens de
efficiënte loontheorie een hoger loon aanbieden, in de hoop de werknemer te motiveren.
Toch bestaan er ook heel wat argumenten om een lager loon te verwachten. Zo kan het oog op
hernieuwing van het contract de werknemer aanzetten tot hoge productiviteit, waardoor een
hoog loon als prikkel niet nodig is (OECD, 2002, p.127-187). Ook vanuit de insideroutsidertheorie komt men tot een gelijkaardige hypothese. Wanneer outsiders worden
aangeworven, worden ze entrants. Als ze dan reeds voldoende tijd in het bedrijf werken,
kunnen ze opklimmen tot de status van insider en dus marktmacht verwerven om lonen te
onderhandelen, hoger dan het vereiste minimum om werknemers te motiveren en te behouden
(Lindbeck A. en Snower D., 2002). Het is dus vooral de ervaring en de senioriteit die een rol
speelt. Hoe hoger, hoe meer bescherming. Het is duidelijk dat permanente werknemers hierin
bevoordeeld zijn ten opzichte van tijdelijke, aangezien zij ofwel reeds lang voor het bedrijf
werken, ofwel een hoge kans hebben in het bedrijf te blijven. Sommige auteurs menen dat dit
vooral het geval is bij tijdelijke contracten, gebruikt om in te spelen op de conjuncturele
fluctuaties (Varejão J. en Portugal P., 2003 en Ichino A. et al., 2004). Werkgevers hebben
minder incentive om te investeren in training voor deze veranderlijk pool van werknemers en
dit gebrek aan opleiding kan leiden tot lagere lonen.
Er bestaat echter nog een andere reden waarom werkgevers een beroep kunnen doen op
tijdelijke contracten. Bij rekrutering worden zij immers geconfronteerd met problemen van
imperfecte informatie inzake de productiviteit van potentiële werknemers. Tijdelijke
contracten zouden dit op twee manieren kunnen oplossen: door te fungeren als signaal of als
screening device. In het eerste geval is het de werknemer die initiatief neemt, in het tweede
geval de werkgever. Signalen zijn manipuleerbare karakteristieken van de sollicitant.
Opleiding is hier een schoolvoorbeeld van, maar ook het aantal maanden dat men een tijdelijk
contract heeft uitgeoefend. Om als signaal te kunnen fungeren is het cruciaal dat de kosten om
het signaal te manipuleren, lager zijn naarmate men een hogere productiviteit heeft. Bij
tijdelijke jobs is dit het geval. Stel dat men twee soorten individuen heeft, hoog- en
93
laagproductieven. Aangezien laagproductieven een grotere waarde toekennen aan vrije tijd, is
de opportuniteitskost van enkele maanden tijdelijk te werken voor hen veel hoger dan voor
hoogproductieven (indien men ervan uitgaat dat het loon van de tijdelijke job gelijk is aan het
inkomen indien men werkloos is). Stel bovendien dat men bij intrede enkel de keuze heeft
tussen een tijdelijk contract of werkloosheid, dan kiezen werknemers het optimale aantal
maanden tijdelijk contract, d.i. het aantal dat hun nut maximaliseert. Hierop baseren
werkgevers zich dan om verwachtingen te vormen over de kans dat een werknemer hoog – of
laagproductief is en om contracten aan te bieden tegen een bepaald loon dat gelijk is aan de
verwachte productiviteit. Uiteindelijk komt men tot een separating signaling-evenwicht:
wanneer de vermoedens van de werkgever worden bevestigd door het signaal (verschillend
voor de twee categorieën werknemers) dat hij krijgt bij het aangeboden loon (Auronen L.,
2003). Men kan aantonen dat de laagproductieve werknemer zal kiezen om werkloos te
blijven, omdat hij altijd hetzelfde loon zal krijgen in evenwicht, of hij nu een tijdelijk contract
aanvaard heeft of niet. Werkloosheid is dan te verkiezen boven een aantal maanden een
tijdelijke job, omdat men dan geen kosten moet dragen. De hoogproductieve werknemer heeft
een incentive een tijdelijk contract te aanvaarden, omdat hij anders wordt beschouwd als
laagproductief en dus een laag loon krijgt. Het gekozen aantal maanden zal een aantal moeten
zijn waarvoor een laagproductieve hoogstens indifferent is ten opzichte van werkloosheid
(anders heeft deze een incentive om te liegen). Bovendien moeten de kosten zo laag mogelijk
zijn. Op die manier vormen tijdelijke contracten een oplossing om de asymmetrische
informatie te elimineren, al houdt dit niet altijd een Pareto-verbetering in ten opzichte van het
evenwicht zonder signaling (Rosser J.B., 2003, p.3-21).
Een tweede manier waarop tijdelijke jobs het probleem van imperfecte informatie kunnen
oplossen is door te fungeren als screeningmiddel. Indien een job match inderdaad een zuiver
experience good is (Jovanovic B., 1979 en 1984, geciteerd in Güell M. en Petrongolo B.,
2003), kan de werkgever pas na aanwerving beoordelen of een jobmatch goed is of niet. Hij
zal dan beslissen of de match wordt behouden of beëindigd. In het laatste geval is hij echter,
bij sterke bescherming van permanente werknemers door de wetgeving, een hoge
ontslagvergoeding verschuldigd. De werkgever kan bij niet -observeerbare productiviteit de
werknemer aannemen op basis van een tijdelijk contract. Tijdens die periode wordt de match
dan beoordeeld of, met andere woorden, gescreend. Indien deze beoordeling positief is, biedt
de werkgever een permanent contract aan. In het andere geval loopt het contract gewoon af en
verlaat de werknemer het bedrijf zonder dat de werkgever hem een vergoeding moet betalen
(Varejão J. en Portugal P., 2003; McGinnity F. et al., 2004). Deze theorie kan ook een
94
verklaring bieden waarom tijdelijke werknemers lagere lonen zouden ontvangen. Booth A. L.
et al. (2000) stellen dat men een lager loon ontvangt tijdens deze screenperiode, maar dat het
daarna opgetrokken wordt, indien de werknemer permanent tewerkgesteld wordt.
Het is duidelijk dat de screeningtheorie tijdelijke contracten op een andere manier beschouwt
dan de segmentatietheorie: tijdelijke jobs vormen geen val en bieden de kans door te stromen
naar vast werk, mogelijk zelfs sneller dan indien men werkloos was gebleven. In het eerste
geval spreekt men van tijdelijke contracten als tussenstation, een hypothese die men ook
terugvindt bij de toegangskanalen van Kerr C. (1954). Promotieladders beginnen onderaan
met competitieve entry ports. Nadien moeten werknemers geen concurrentie meer ondergaan
met externen bij verdere promotie (Dunlop J., 1966, geciteerd in Verhofstadt E. et al., 2003,
p.135 – 162). Na het met succes voltooien van een eerste, tijdelijke job kan de werknemer de
interne arbeidsmarkt betreden en kan hij dus rekenen op een vlugge opwaartse mobiliteit en
een stabilisatie van de carrière. In het tweede geval spreekt men van tijdelijke jobs als
stepping stone. Dit gaat verder dan gewoon een tussenstation: niet alleen ondervindt de
verdere carrière geen negatieve effecten, een tijdelijk contract als eerste job biedt zelfs een
voordeel, bijvoorbeeld ten opzichte van werkloos blijven (Scherer S., 2004, p.369-394). Toch
kunnen tijdelijke jobs ook binnen deze context een val vormen. Een potentiële werkgever kan
een tijdelijk contract bij de vorige werkgever gebruiken als signaal bij rekrutering. Indien
immers de vorige werkgever de werknemer niet permanent in dienst heeft genomen (na
screening), waarom zou hij het dan wel doen (Scherer S., 2004, p.369-394; Ichino A., 2004)?
Uit
bovenstaande
theorieën
van
de
gesegmenteerde
arbeidsmarkttheorie
en
de
screeningtheorie kan men nog een belangrijke hypothese afleiden. Indien men het aantal
tijdelijke contracten per scholingsniveau zou uitzetten in grafiek, dan zou men vermoeden dat
deze
een
U-vorm
heeft.
Zowel
laag-
als
hooggeschoolden
zouden
m.a.w.
oververtegenwoordigd zijn binnen de groep tijdelijke werknemers. Laaggeschoolden hebben,
net zoals tijdelijke werknemers, een grotere kans in het secundair segment voor te komen,
indien men het invullen van jobs voorstelt als een wachtlijn (Thurow L., 1975) waarbij men
gerangschikt wordt volgens trainability (Thurow L., 1975, geciteerd in Dekker R., 2001). Hoe
lager de trainability en dus hoe hoger de nodige kosten van training, hoe meer men een positie
moet innemen achteraan in de rij en hoe minder men kans heeft op een goede job (Heijke H.,
1996). Bijgevolg bevinden laaggeschoolden zich meer achteraan in de rij waardoor hun enkel
de slechte jobs resten. Aangezien tijdelijke contracten zich volgens de segmentatietheorie ook
eerder in het secundaire segment bevinden, kan men veronderstellen dat laaggeschoolden
meer kans hebben op een tijdelijke job (McGinnity F. et al. 2004). Dit vormt het eerste deel
95
van de U – vorm – hypothese. Het tweede deel komt voort uit de screeningtheorie. We
vermoeden dat voornamelijk bij hooggeschoolde functies de productiviteit niet onmiddellijk
zichtbaar is, waardoor hooggeschoolden in grotere mate een tijdelijk contract aangeboden
krijgen.
Dit brengt ons bij de vraag wie tijdelijke jobs uitoefent. Men veronderstelt dat, naast laag - en
hooggeschoolden, het vooral jongeren, vrouwen en ouderen betreft. De redenen hiervoor zijn
dat men investering in specifiek human capital wenst uit te stellen (voor ouderen omdat de tijd
te kort is om het rendement te recupereren). Voor vrouwen en jongeren kan ook gelden dat
men een zekere flexibiliteit wil, die men niet heeft bij contracten van onbepaalde duur. Een
meer algemene reden om een tijdelijk contract te aanvaarden, is dat men liever tijdelijk werkt,
dan helemaal niet werkt. Werkloosheid heeft immers bepaalde nadelen zoals minder sociale
contacten en depreciatie van human capital. Daarnaast speelt de zwakkere arbeidsmarktpositie
van bepaalde groepen zoals jongeren ook een rol, waardoor men minder makkelijk een vast
contract aangeboden krijgt. Hier gaat het dus om onvrijwillige aanvaarding van een tijdelijk
contract.
Op die manier komt men tot drie belangrijke onderzoeksvragen, gekoppeld aan enkele
hypothesen. Wij onderzochten dit voor Vlaanderen aan de hand van data over 3000 jongeren
afkomstig van de SONAR – enquête. We definieerden twee soorten tijdelijke contracten, een
uitgebreide en een strikte versie, al naargelang er rekening wordt gehouden met interim-arbeid
en tewerkstellingsmaatregelen of niet.
De eerste onderzoeksvraag is wie tijdelijke jobs heeft en waarom. De hypothesen hierbij zijn
dat men vanuit de segmentatietheorie een oververtegenwoordiging van laaggeschoolden
verwacht en vanuit de screeningtheorie een oververtegenwoordiging van hooggeschoolden.
Verder verwachten we ook een oververtegenwoordiging van vrouwen op basis van de reeds
aangehaalde argumenten van onder andere flexibiliteit en zwakke arbeidsmarktpositie. Voor
Vlaanderen en voor de eerste job vonden we via een binaire logistische regressie met als
afhankelijke variabele uitgebreid tijdelijk contract of vast contract, dat vrouwen, werknemers
in de publieke sector en in grote ondernemingen meer waarschijnlijk een tijdelijke, eerste job
hebben. Dit komt overeen met de empirische literatuur. De U - vormhypothese, namelijk dat
zowel laag – als hooggeschoolden een grotere kans hebben op een tijdelijk contract, werd, in
tegenstelling tot de bevinding in de rest van de empirische literatuur, niet bevestigd. Dit kan
te maken hebben met het feit dat de analyse zich beperkt tot de eerste job. Hierdoor heeft
iedereen, onafhankelijk van het scholingsniveau, het gemeenschappelijk kenmerk weinig
ervaring te hebben, zodat werkgevers minder geneigd zijn een vast contract aan te bieden.
96
Scholing speelt wel een rol bij de kans onmiddellijk een contract te krijgen. Uit een
beschrijvend onderzoek bleek dat hoe lager de scholing, hoe meer men eerst inactief is
alvorens een eerste job uit te oefenen. Via een beschrijvende analyse kwamen we verder tot
de bevinding dat, onafhankelijk van het scholingsniveau, het geslacht of de gezinssituatie,
slechts een miniem percentage een tijdelijke job verkiest. De argumenten van flexibiliteit en
uitstel van investering in specifiek human capital lijken voor vrouwen geen of slechts een
geringe rol te spelen. Bovendien verschillen zij in hun redenen niet van hun mannelijke
tegenhangers. Wat betreft scholing, stelden we een opmerkelijk verschil vast tussen laag - en
hooggeschoolden: de overgrote meerderheid van hooggeschoolden aanvaardt vrijwillig een
tijdelijk contract, terwijl de meerderheid van laaggeschoolden dit onvrijwillig doet. De hoge
frequentie laaggeschoolden die een tijdelijke job uitoefenen omdat ze geen vast werk kunnen
vinden, bevestigt hun zwakke arbeidsmarktpositie en dus de hypothese van de labour queue
theorie van Thurow L. (1975). We vonden ook aanwijzingen voor de screeningtheorie,
aangezien een aanzienlijk percentage van de hooggeschoolden (ongeveer een derde)
vooruitzicht had op een permanent contract toen ze de tijdelijke job aanvaardden.
In een tweede onderzoeksvraag gingen we na wat de relatie is tussen tijdelijke jobs en loon,
extralegale voordelen, training, jobzekerheid en jobtevredenheid. We verwachten enerzijds
vanuit o.a. de theorie van compenserende loondifferentialen en de efficiënte loontheorie, dat
tijdelijke contracten gepaard gaan met een hoger loon en meer extralegale voordelen en
anderzijds vanuit o.a de screeningtheorie en de insider – outsider – theorie, dat ze samengaan
met een lager loon en minder extralegale voordelen. Verder voorspelt de human capital
theorie dat tijdelijke werknemers minder kans hebben op training en vermoeden we vanuit de
literatuur (Green F., 2003) dat zij ook een lagere jobzekerheid hebben. Over jobtevredenheid
formuleren we de hypothese dat tijdelijke contracten zowel kunnen samengaan met een
hogere als met een lagere jobtevredenheid (Bardasi E. en Francesconi M., 2003, p.16711688). In de empirische literatuur was er consensus dat tijdelijke werknemers lagere lonen
krijgen en minder kans hebben op voordelen. Wij gingen dit na voor de eerste job op basis
van ordinary least squares (afhankelijke variabele natuurlijk logaritme van het uurloon) en een
binaire logistische regressie (afhankelijke variabele extralegale voordelen of niet). Als
onafhankelijke variabelen werden standaardkarakteristieken opgenomen zoals scholing,
sector, grootte van de onderneming, geslacht, scholing, niveau van de functie en regime
(deeltijds of voltijds). We stelden vast, net zoals in de empirische literatuur, dat de variabele
tijdelijk contract (zowel strikt als uitgebreid) een negatief effect had op het loon en op de kans
om extralegale voordelen te ontvangen. Meer bepaald vonden we voor de referentiecategorie
97
(d.i. een middengeschoolde, mannelijke vaste werknemer) een netto-uurloon van 5,90 € ten
opzichte van 4,83€ voor een equivalente tijdelijke werknemer. Vervolgens testten we ook, via
een binaire logistische regressie (afhankelijke variabele training of niet) met opname van
dezelfde regressoren als voor loon, of tijdelijke werknemers minder kans hebben op training.
We maakten een onderscheid tussen formele en informele training en we stelden vast dat
tijdelijke contracten minder waarschijnlijk gepaard gaan met formele training. In de
empirische literatuur was hierover geen consensus. Onze resultaten sluiten aan bij die van
Booth A. L. et al. (2002, p.189-213) en OECD (2002, p.127-187). Voor informele training
zijn strikt tijdelijke contracten niet significant en uitgebreide enkel indien het gaat om
informele training via een collega of overste. Deze bevinding komt overeen met OECD (2002,
p.127-187). Tenslotte gingen we de hypothese na of tijdelijke werknemers een lagere
jobzekerheid – en tevredenheid hebben. Via twee ordinale logistische regressies (afhankelijke
variabele heel tevreden, eerder tevreden, noch tevreden/noch ontevreden, eerder ontevreden,
heel ontevreden met het werk in zijn geheel en met de werkzekerheid) stelden we vast dat
tijdelijke werknemers (zowel in strikte als uitgebreide zin) minder kans hebben heel tevreden
te zijn met jobzekerheid dan permanente werknemers. Dit komt overeen met de hypothese en
met de empirische literatuur. Bij de tevredenheid over het werk in het geheel stelden we voor
uitgebreide tijdelijke werknemers hetzelfde resultaat vast als voor jobzekerheid. Strikt tijdelijk
contract bleek echter niet significant. Ook in de empirische literatuur was er geen
eenduidigheid over jobtevredenheid.
Bij de laatste onderzoeksvraag gingen we na of tijdelijke jobs een tussenstation, een
springplank of een val vormen. In het eerste geval verwachten we dat tijdelijke werknemers
doorstromen naar vaste jobs (entry port - hypothese). Indien er sprake is van een
springplankeffect verwachten we dat tijdelijke werknemers sneller doorstromen naar vaste
jobs dan werklozen (stepping stone – hypothese). Tenslotte verwachten we, op basis van de
entrapmenthypothese, dat tijdelijke werknemers gevangen zitten in een patroon van tijdelijke
jobs en tussentijdse werkloosheid en niet makkelijk doorstromen naar vaste jobs. We
onderzochten dit aan de hand van doorstroompercentages en via een multinomiale regressie
na te gaan wat het effect was van duurvariabelen op de situatie x aantal jaar na de eerste job.
Uit de analyse van doorstroompercentages bleek voor zij die als eerste job een tijdelijk
contract hadden, dat 20% na vijf jaar nog steeds in een tijdelijke job zit, dat de meerderheid na
drie jaar een vaste job heeft en dat zij de eerste drie jaar een hogere kans vertonen op
werkloosheid. We vinden dus zowel ondersteuning voor de hypothese van tussenstation als
voor die van val, wat overeenkomt met de empirische literatuur. Dit entrapmenteffect stelden
98
we ook econometrisch vast (duur tijdelijk contract positief effect op de kans werkloos te zijn
en op de kans op een tijdelijk contract ten opzichte van de kans op een vast contract), maar het
neemt af met het aantal jaren na de eerste job. Verder stelden we voor zij die eerst inactief
waren voor de eerste job vast dat, ten opzichte van diegenen met onmiddellijk een tijdelijk
contract, er vanaf twee jaar geen verschil meer is in kansen op een vaste job en dat zij
gekenmerkt worden door een hogere werkloosheid. De eerste bevinding spreekt het stepping
stone - effect tegen, maar uit de tweede blijkt wel dat werkloos zijn aan het begin van de
arbeidsmarktcarrière een minder goed alternatief is dan onmiddellijk een job aanvaarden,
omwille van de hogere werkloosheidskansen. De analyse was echter niet volledig, omdat we
niet rechtstreeks de duur vergeleken tot een eerste vaste job van tijdelijke werknemers en
werklozen. Toch gaf het een beeld van de gevolgen van inactiviteit in het begin van de
arbeidsmarktcarrière op de toekomstige mogelijkheden. Econometrisch werd het stepping
stone - effect aangetoond voor de situatie x jaar na de eerste job, in die zin dat het effect van
een maand langer een tijdelijk contract op de kans een tijdelijk contract te hebben gelijk is aan
het effect van een maand langer werkloos, maar dat het effect op de kans werkloos te zijn wel
kleiner is dan het effect van een maand extra werkloos hierop. Dit deed ons besluiten dat
tijdelijke jobs een beter alternatief zijn. We stelden tenslotte ook vast dat laaggeschoolden een
hogere kans hadden op een tijdelijk contract en op werkloosheid tot drie jaar na de eerste job,
dan op een vast contract. Dit ondersteunt de segmentatietheorie. Voor hooggeschoolden
werden geen significante resultaten vastgesteld, waardoor we geen conclusies konden trekken
wat betreft de screeningtheorie.
Aldus toonde dit onderzoek aan dat tijdelijke (eerste) jobs in vergelijking met vaste, meer
samengaan met slechte karakteristieken zoals lager loon, minder kans op extralegale
voordelen en formele training en een hogere jobonzekerheid, na controle voor allerlei
standaarkenmerken. Er is dus sprake van een dualisering op basis van contracttype, ondanks
de wetgeving hieromtrent die voorschrijft dat de tijdelijke werknemer aan dezelfde
voorwaarden moet tewerkgesteld worden als de vaste werknemer die wordt vervangen. Dit
vergt dus verdere beleidsmaatregelen die ervoor zorgen dat de wet beter wordt toegepast.
Een andere belangrijke vaststelling is dat niet iedereen even makkelijk doorstroomt naar
permanent werk. Tijdelijke werknemers hebben immers meer kans op werkloosheid en op een
nieuw tijdelijk contract dan op een vast contract. Ook voor laaggeschoolden is dit het geval.
Blijkbaar geldt dus de hypothese van segmenten voor de Vlaamse arbeidsmarkt. Er zouden
maatregelen moeten getroffen worden die de mobiliteit bevorderen. Toch lijkt een tijdelijke
job aanvaarden beter dan werkloos blijven in het begin van de arbeidsmarktcarrière, gezien de
99
hogere werkloosheidsgraden tijdens de verdere loopbaan in het tweede geval. Dit laatste is
ook een belangrijk punt voor beleidsmakers: indien de transitie van onderwijs naar
arbeidsmarkt niet vlot gebeurt, dan kan dit belangrijke repercussies hebben voor de verdere
carrière.
De uiteengezette analyse kan nog op verschillende vlakken worden aangevuld. Zo zou men
het onderscheid tussen interim-arbeid en contracten van bepaalde duur nog meer aan bod
kunnen laten komen. Dit is in ons onderzoek slechts gedeeltelijk gebeurd, omdat we vooral
geïnteresseerd waren in de effecten van tijdelijke arbeid in het algemeen. Verder kan meer
diepgaand onderzoek naar het stepping stone – effect van tijdelijk werk interessant zijn voor
studies in het kader van de transitie van jongeren van onderwijs naar arbeidsmarkt. Tenslotte
moet de analyse van de eerste job verder aangevuld worden met onderzoek naar tijdelijke jobs
tijdens de verdere loopbaan. Op die manier kan men nagaan in welke mate zij qua
karakteristieken nog verschillen met vaste jobs. Het is mogelijk dat er een inhaalbeweging
plaatsvindt naarmate men meer ervaring heeft opgebouwd, waardoor de segmentatie in de
Vlaamse arbeidsmarkt minder sterk is dan bovenstaande analyse laat vermoeden. Bovendien
zou dan ook het gevangen zitten in tijdelijke jobs minder zorgwekkend zijn.
100
Lijst van de geraadpleegde werken
•
Atkinson J., 1988, “Flexibilisering van de arbeid in de Engelse industrie en de
dienstverlening”, in: Steijn B., 1999, “De arbeidsmarktpositie van flexibele
werknemers: bewijs van een gesegmenteerde arbeidsmarkt?”, Sociale
Wetenschappen, Vol.42, nr. 2, p.90 – 105.
•
Asselberghs K., Batenburg R., Huijgen F. en de Witte M., 1998, “De kwalitatieve
stuctuur van de werkgelegenheid in Nederland Deel IV”, in: Steijn B., 1999, “De
arbeidsmarktpositie van flexibele werknemers: bewijs van een gesegmenteerde
arbeidsmarkt?”, Sociale Wetenschappen , Vol.42, nr. 2, p.90 – 105.
•
Auronen L., 2003, “Asymmetric information: theory and applications”, Seminar in
Strategy and International Business, mei 2003.
URL: <http://users.tkk.fi/~lauronen/works/asymmetric_information.pdf.>
(20/11/2004).
•
Averitt R., 1968, “The dual economy”, in: Leontaridi M.R.,1998, Segmented labour
markets: theory and evidence, Journal of Economic Surveys Vol.12, nr.1, p.63 – 100.
•
Bardasi E. en Francesconi M.,2003 , “The impact of atypical employment on
individual wellbeing: evidence from a panel of British workers”, Social Science and
Medicinem Vol. 58, p.1671-p.1688.
•
Beck U., 1992, “Risk society: Towards a new modernity” , in: McGovern P., Smeaton
D. en Hill S., 2004, “Bad jobs in Britain. Non standard employment and job quality”,
Work and Occupations, Vol. 31, nr.2, mei 2004, p. 225 – 249.
•
Becker G., 1964, “Human capital: A theoretical analysis with special reference to
education”, in: Forrier A. en Sels L., 2003, “Temporary employment and
employability: training opportunities and efforts of temporary and permanent
employees in Belgium”, Work, employment and society, Vol. 17, nr.4, p. 641-666,
december 2003.
•
Booth A. L., Francesconi M. en Frank J., 2002, “Temporary jobs: stepping stones or
dead ends”, The Economic Journal, Vol. 112, p.189 – 213, juni 2002.
•
Booth A. L., Francesconi M. en Frank J., 2000, “Temporary jobs: who gets them,
what are they worth and do they lead anywhere?”, April 2000, Institute for Social and
Economic Research, Working Paper nr. 2000-13.
URL: <http://www.iser.essex.ac.uk/pubs/workpaps/pdf/2000-13.pdf>. (12/10/2004).
•
Contini B., Pacelli L. en Villosio C., 1999, “Short employment spells in Italy,
Germany and Great Britain : “Testing the “port – of – entry” hypothesis”, in: Scherer
S., 2004,“Stepping stones or traps? The consequences of labour market entry
positions on further careers in West Germany, Great Britain and Italy”, Work,
employment and society, Vol. 18, nr. 2, p. 369 – 394.
VI
•
Daniel C. en Sofer C., 1998, “Bargaining, compensating wage differentials, and
dualism of the labor market: Theory and evidence for France,” in: Verhofstadt E.,
Schatteman T., Omey E. en Coppieters P., 2003 “Dynamiek van de transitie naar de
arbeidsmarkt: zijn er segmenten in de arbeidsmarkt voor jongeren?”, Economisch en
sociaal tijdschrift: arbeidsmarkt en arbeidsmarktbeleid, Vol. 57, nr.2, p.135 – 162.
•
Dekker R., 2001, “Are flexworkers really being paid less? Wage comparisons over
time in Germany, the Netherlands and Great Britain”, Paper for the EEEG
Conference, July 2-4, 2001, University of Leicester.
URL: <http://www.essex.ac.uk./ilr/eeeg/Conference3/dekker.pdf>. (14/02/2005).
•
Doeringer P. en Piore M., 1971, “Internal labor markets and manpower analysis”, in:
Verhofstadt E., Schatteman T., Omey E. en Coppieters P., 2003 “Dynamiek van de
transitie naar de arbeidsmarkt: zijn er segmenten in de arbeidsmarkt voor
jongeren?”, Economisch en sociaal tijdschrift: arbeidsmarkt en arbeidsmarktbeleid,
Vol. 57, nr.2, p.135 – 162.
•
Dunlop J., 1966, “Job vacancy measures and economic analysis”, in: The
measurement and iterpretation of job vacancies, NBER, in: Verhofstadt E.,
Schatteman T., Omey E. en Coppieters P., 2003 “Dynamiek van de transitie naar de
arbeidsmarkt: zijn er segmenten in de arbeidsmarkt voor jongeren?”, Economisch en
sociaal tijdschrift: arbeidsmarkt en arbeidsmarktbeleid, Vol. 57, nr.2, p.135 – 162.
•
Forrier A. en Sels L., 2003, “Temporary employment and employability: training
opportunities and efforts of temporary and permanent employees in Belgium”, Work,
employment and society, Vol. 17, nr.4, p. 641-666, december 2003.
•
Freeman R., 1978, “Job satisfaction as an economic variable”, in: Verhofstadt E. en
Omey E., 2003 “The impact of education on job satisfaction in the first job”, Working
Paper, Faculteit Economie en Bedrijfskunde, Universiteit Gent, nr 03/169.
URL: <http://www.feb.ugent.be/fac/research/WP/Papers/wp_03_169.pdf>.
(15/12/2004)
•
Gagliarducci S., 2003, “A multiple-spell analysis of the transition out of
precariousness”, paper gepresenteerd op de 14th EC² Conference, “Endogenity,
instrumental variables and identification in econometrics”, 12 – 13 december 2003,
Institute for Fiscal Studies, UCL, London (First Version: 2002).
•
Gagliarducci S.,2002, “Searching for a regular job: duration dependence among
precarious workers”, december 2002 (Second Version: 2003).
•
Giesecke J. en Gross M., 2003, “Temporary Employment: Chance or risk?”,
European Sociological Review, Vol. 19, nr. 2, p. 161 – 177.
•
Givord P. en Maurin E.,2004, “Changes in job security and their causes”, European
Economic Review Vol. 48, p. 595 – 615.
•
Green F., 2003, “The rise and decline of job insecurity”, University of Kent,
Department of Economics, Discussion Paper nr. 03/05.
URL: <ftp://ftp.ukc.ac.uk/pub/ejr/RePEc/ukc/ukcedp/0305.pdf>. (16/02/2005).
VII
•
Güell M. en Petrongolo B.,2003, “How binding are legal limits? Transitions from
temporary to permanent work in Spain” , IZA Discussion Paper nr. 782, mei 2003.
URL: <ftp://ftp.iza.org/dps/dp782.pdf>. (10/10/2004).
•
Hamermesh D.S. en Rees A., 1984, “The Economics of Work and Pay”, in: Heijke
H.,1996, “Labour Market Information for Educational Investments”, Research Center
for Education and the Labour Market, Working Paper nr. ROA-W-1996/2E.
URL: <http://137.120.22.236/www-edocs/loader/file.asp?id=526>. (16/02/2005).
•
Harrison B., 1972, “Education training and the urban ghetto”, in: Leontaridi
M.R.,1998, Segmented labour markets: theory and evidence, Journal of Economic
Surveys Vol.12, nr.1, 1998, p.63 – 100.
•
Heijke H.,1996, “Labour Market Information for Educational Investments”, Research
Center for Education and the Labour Market, Working Paper nr. ROA-W-1996/2E.
URL: <http://137.120.22.236/www-edocs/loader/file.asp?id=526>. (16/02/2005).
•
Ichino A., Mealli F. en Nannicini T., 2004, “Temporary work agencies in Italy : A
springboard toward permanent employment ?”, European University Institute, mei
2004.
URL: <http://www.iue.it/Personal/Ichino/springboard8.pdf>. (10/10/2004).
•
Jovanovic, B., 1979, “Job matching and the theory of turnover”, in: Güell M. en
Petrongolo B.,2003, “How binding are legal limits? Transitions from temporary to
permanent work in Spain” , IZA Discussion Paper nr. 782, mei 2003.
URL: <ftp://ftp.iza.org/dps/dp782.pdf>. (10/10/2004).
•
Jovanovic, B., 1984, “Matching, turnover, and unemployment”, in: Güell M. en
Petrongolo B.,2003, “How binding are legal limits? Transitions from temporary to
permanent work in Spain” , IZA Discussion Paper nr. 782, mei 2003.
URL: <ftp://ftp.iza.org/dps/dp782.pdf>. (10/10/2004).
•
Kerr C., 1954, “The Balkanisation of labor markets”, in: E. Bakke, ed., Labor
mobility and economic opportunity, in: Verhofstadt E., Schatteman T., Omey E. en
Coppieters P., 2003 “Dynamiek van de transitie naar de arbeidsmarkt: zijn er
segmenten in de arbeidsmarkt voor jongeren?”, Economisch en sociaal tijdschrift:
arbeidsmarkt en arbeidsmarktbeleid, Vol. 57, nr.2, p.135 – 162.
•
Korpi T. en Levin H., 2001,“Precarious footing: temporary employment as a stepping
stone out of unemployment in Sweden”, Work, employment and society, Vol.15, nr. 1,
p. 127-148.
•
Leontaridi M.R.,1998, Segmented labour markets: theory and evidence, Journal of
Economic Surveys Vol.12, nr.1, p.63 – 100.
•
Lindbeck A. en Snower D., 2002, “The insider-outsider theory: A survey”, IZA
Discussion Paper nr. 534, juli 2002.
URL: <http://ssrn.com/abstract_id=325323>. (15/02/2005).
VIII
•
Lowe G. S. en Schellenberg G., “What’s a good job? The importance of employment
relationships”, CPRN Study nr. W|05.
URL:
<http://collection.nlc-bnc.ca/100/200/300/cdn_policy_research_net/whats_good_job/wgj_e.pdf>.
(20/11/2004).
•
Mas-Colell A., Whinston M.D. en Green J.R.,1995 “Microeconomic theory”, Oxford
University Press, 1995, p.450-466.
•
McGinnity F., Mertens A. en Gundert S.,2004, “A bad start? Fixed term contracts
and the transition from education to work in Germany”, Working Paper nr.2 van het
project Employment Relationships at Risk, juli 2004, 27 blz.
URL: <http://www.mpib-berlin.mpg.de/dok/full/mcginnity/abadstar/Arbeitsbericht0704.pdf>.
(5/10/2004).
•
McGovern P., Smeaton D. en Hill S., 2004, “Bad jobs in Britain. Non standard
employment and job quality”, Work and Occupations, Vol. 31, nr.2, mei 2004, p. 225
– 249.
•
Mincer J. en Ofek H., 1982, “Interrupted work carreers: depreciation and restoration
of human capital”, in: Gagliarducci S., 2002, “Searching for a regular job: duration
dependence among precarious workers”, European University Institute, december
2002.
•
Morris M. D. S. en Vekker A.,2001, “An alternative look at temporary workers, their
choices, and the growth in temporary employment”, Journal of Labor Research, Vol.
22, nr. 2.
•
OECD, 2002, “Taking the measure of temporary employment”, Employment Outlook,
Paris, p.127-187.
•
Piore M., 1970, “Jobs and training”, in: S. Beer en R. Barringer, eds., The state and
the poor, Cambridge, Mass., Winthrop, im: Verhofstadt E., Schatteman T., Omey E.
en Coppieters P., 2003 “Dynamiek van de transitie naar de arbeidsmarkt: zijn er
segmenten in de arbeidsmarkt voor jongeren?”, Economisch en sociaal tijdschrift:
arbeidsmarkt en arbeidsmarktbeleid, Vol. 57, nr.2, p.135 – 162.
•
Polivka A., Cohany S. en Hipple S., 2000, “Definition, composition and economic
consequences of the nonstandard workforce”, in: Nonstandard Work: The Nature and
Challenges of Changing Employment Arrangements, Industrial Relations Research
Association Series, 2000, p.41-94.
•
Rosser J. B., 2003, “A Nobel Prize for Asymmetric Information: The Economic
Contributions of George Akerlof, Michael Spence, and Joseph Stiglitz,” Review of
Political Economy, januari 2003, vol. 15, no. 1, p. 3-21.
•
Scherer S., 2004,“Stepping stones or traps? The consequences of labour market entry
positions on further careers in West Germany, Great Britain and Italy”, Work,
employment and society, Vol. 18, nr. 2, p. 369 – 394.
IX
•
Shapiro C. en Stiglitz J. E., 1984, “Equilibrium unemployment as a worker discipline
device”, The American Economic Review, Vol. 74, nr. 3, juni 1984, p.433-444.
•
SPSS (1999), Regression models 10.0, SPSS Inc., USA, 135 blz.
•
Spence M., “Job market signaling”; 1973, in: Auronen L., 2003, “Asymmetric
information: theory and applications”, Seminar in Strategy and International
Business, Mei 2003.
URL: <http://users.tkk.fi/~lauronen/works/asymmetric_information.pdf>.
(20/11/2004).
•
Steijn B., 1999, “De arbeidsmarktpositie van flexibele werknemers: bewijs van een
gesegmenteerde arbeidsmarkt?”, Sociale Wetenschappen , Vol.42, nr. 2, p.90 – 105.
•
Steijn B., Need A. en Gesthuizen M., 2004, “Well begun, half done? The long-termeffect of entry to the labour market in the Netherlands, 1950 – 2000”, paper
gepresenteerd op de sociaal-wetenschappelijke studiedagen 2004, Amsterdam.
•
Stiglitz J.E., 1975, “The theory of ’screening,’ education, and the distribution of
income”, in: Auronen L., 2003, “Asymmetric information: theory and applications”,
Seminar in Strategy and International Business, Mei 2003.
URL: <http://users.tkk.fi/~lauronen/works/asymmetric_information.pdf>.
(20/11/2004).
•
Taubman P. en Wachter M.L., 1986, Segmented labor markets, Handbook of Labor
Economics, Vol. II, Elsevier Science Publishers BV, 1986, p.1183-1215.
•
Thurow L., 1975, “Generating inequality”, in: Dekker R., 2001, “Are flexworkers
really being paid less? Wage comparisons over time in Germany, the Netherlands and
Great Britain”, Paper for the EEEG Conference, July 2-4, 2001, University of
Leicester.
URL: <http://www.essex.ac.uk./ilr/eeeg/Conference3/dekker.pdf>. (14/02/2005).
•
Varejão J. en Portugal P., 2003, “Why do firms use fixed-term contracts”, CETE
(Research Center in Industrial, Labour and Managerial Economics, Discussion Paper
nr. 0310, juni 2003
URL:
<http://europa.eu.int/comm/employment_social/employment_analysis/docs/040212_varejao>.
(20/12/2004).
•
Verbeek M., 2002, A guide to modern econometrics, John Wiley and Sons, Ltd, p.161197.
•
Verhofstadt E. en Omey E., 2003 “The impact of education on job satisfaction in the
first job”, Working Paper, Faculteit Economie en Bedrijfskunde, Universiteit Gent, nr
03/169.
URL: <http://www.feb.ugent.be/fac/research/WP/Papers/wp_03_169.pdf>.
(15/12/2004).
X
•
Verhofstadt E., Schatteman T., Omey E. en Coppieters P., 2003 “Dynamiek van de
transitie naar de arbeidsmarkt: zijn er segmenten in de arbeidsmarkt voor
jongeren?”, Economisch en sociaal tijdschrift: arbeidsmarkt en arbeidsmarktbeleid,
Vol. 57, nr.2, p.135 – 162.
•
Ward M.E. en Sloane P.J., 2000, “Non-pecuniary advantages versus pecuniary
disadvantages: job satisfaction among male and female academics in Scottish
Universities”, in: Verhofstadt E. en Omey E., 2003 “The impact of education on job
satisfaction in the first job”, Working Paper, Faculteit Economie en Bedrijfskunde,
Universiteit Gent, nr 03/169.
URL: <http://www.feb.ugent.be/fac/research/WP/Papers/wp_03_169.pdf>.
(15/12/2004).
•
Zijl M. en van Leeuwen M. J., 2004, “Tijdelijk werk: tussenstap of springplank”, SEO
– rapport nr. 733.
URL:
<http://www.seo.nl/assets/binaries/PDF/A079%20stepstone%20eindrapport.pdf>.
(20/12/2004).
•
Zijl M., van den Berg G. J. en Heyma A., 2004, “Stepping – stones for the
unemployed: the effect of temporary jobs on the duration until regular work” ,
Stichting voor Economisch Onderzoek der Universiteit van Amsterdam , Discussion
Paper nr. 30, mei 2004.
URL:<http://www.seo.nl/assets/binaries/pdf/Dis%20paper%2030.pdf>. (20/12/2004).
Overige
•
Belgisch Staatsblad 20 augustus 1987, Wet van 24 juli 1987 betreffende de tijdelijke
arbeid, de uitzendarbeid en het ter beschikking stellen van werknemers ten behoeve
van gebruikers
URL:
<http://www2.vlaanderen.be/ned/sites/werk/documenten/privatebemiddeling_wet1987.doc>.
(16/03/2005).
•
Federgon
URL: 19/09/2003, <http://federgon.be/interim/nl/info/>. (16/03/2005).
•
FOD Werkgelegenheid, Arbeid en Sociaal Overleg
Wetgeving omtrent opeenvolgende arbeidsovereenkomsten voor bepaalde tijd
URL: <http://meta.fgov.be/pdf/ph/nlhc06.pdf>. (16/03/2005).
Terbeschikkingstelling van moeilijk te plaatsen werknemers door
werkgeversgroeperingen
URL: 19/08/2004, <http://meta.fgov.be/pc/pce/pcet/nlcet10.htm>. (16/03/2005).
Invoeginterim
URL: 19/08/2004, <http://meta.fgov.be/pc/pce/pcei/nlcei10.htm>. (16/03/2005).
XI
•
Nationaal Instituut voor de Statistiek (NIS), Enquête naar de Arbeidskrachten (EAK)
URL: 27/04/2005, <http://statbel.fgov.be/pub/home_nl.asp#3>. (02/04/2005).
•
Richtlijn 1999/70/EG van de Raad van 28 juni 1999 betreffende de door het EVV, de
UNICE en het CEEP gesloten raamovereenkomst inzake arbeidsovereenkomsten voor
bepaalde tijd
URL: 10/07/1999,
<http://europa.eu.int/comm/employment_social/labour_law/docs/directive1999_70_nl.pdf>.
(16/03/2005).
XII
Bijlage 1.1: Onderzoeksvraag 1: Berekening oddsratio binair logistisch model
Algemeen
1) Odds voor variabele xm waarvan men effect wil nagaan:
Om =
p ( y i = 1 xim = 1)
p ( y i = 0 xim = 1)
of Om =
p ( y i = 1 xim = 1)
1 − p ( y i = 1 xim = 1)
Hieruit volgt dat :
O>1
p( y = 1) > p( y = 0)
O<1
p( y = 1) < p( y = 0)
O=1
p( y = 1) = p( y = 0)
Toegepast op onze analyse betekent een odds kleiner dan 1 dat de kans op een tijdelijk
contract kleiner is dan de kans op geen tijdelijk contract (dus de kans op een vast contract).
p( y = 1) kan je berekenen aan de hand van de reeds vermelde formule voor een binair
logitmodel (zie 4.3.1) door de geschatte coëfficiënten in te vullen.
2) Odds voor referentiegroep:
Or =
p( y i = 1 xim = 0)
p( y i = 0 xim = 0)
of Or =
p ( y i = 1 xim = 0)
1 − p ( y i = 1 xim = 0)
3) Oddsratio
Om
Or
Aldus zegt de oddsratio met hoeveel de odds toenemen indien de variabele waarvan men het
effect wil onderzoeken toeneemt van 0 naar 1. Een oddsratio groter (kleiner) dan 1 is
equivalent aan een positieve (negatieve) coëfficiënt. Een oddsratio gelijk aan 1 is equivalent
aan een nulcoëfficiënt.
Toegepast op hoger onderwijs twee cycli (waarden coëfficiënten zie tabel 9):
−0,648− 0.348
e
−0,648 − 0.348
p( y i = 1)
= 1 + e −0,648−0.348 ≈ 0,37 29
1)
p( y i = 0)
1 − e −0,648−0.348
1+ e
−0.648
e
−0,648
p( y r = 1)
2)
= 1 + e −0.648 ≈ 0,51
p( y r = 0)
1 − e −0,648
1+ e
3)
29
O m 0,37
=
≈ 0, 72
O r 0,51
Bemerk dat dit gelijk is aan exp(-0,648-0,348).
Bijlage 1.2: Onderzoeksvraag 1: Andere geschatte modellen
Tabel B1: Onderzoeksvraag 1: Binaire logistische regressie: afhankelijke variabele
tijdelijk contract strikt
,010
Standaard
afwijking
,010
-,192
,594
Coëfficiënt
Inactiviteitduur
< 2de graad SO
2de graad SO
HO 1 cyclus
HO 2 cycli
Deeltijds
Oddsratio
1,010
,825
-,066
,344
,936
,398**
,186
1,489
,203
,213
1,225
,220
,196
1,246
-,363***
,192
,695
Grote onderneming
,368**
,174
1,444
Sector
2,081*
,220
8,016
Geslacht
,719*
,152
2,052
Fin onafhankelijk
-,176
,259
,839
Samenwonen
-,001
,199
,999
thuis wonen
Kleine onderneming
-,046
,220
,955
vader laag
,066
,187
1,068
vader hoog
-,148
,192
,862
Moeder laag
,114
,180
1,120
Moeder hoog
,014
,197
1,014
-1,753*
,416
,173
Constante
N
1014
Nagelkerke R²
0,26
Log likelihood
1179,018
* significant op 1% significantieniveau
** significant op 5% significantieniveau
*** significant op 10% significantieniveau
Bron: SONAR – C(76)
Tabel B2: Onderzoeksvraag 1: Multinomiale logistische regressie, referentiecategorie
onmiddellijk vast contract
Onmiddellijk tijdelijk
contract
Coëfficiënt
Standaard
afwijking
-,502
,547
,802*
,220
2,230
,241
,278
1,272
,937*
,196
2,553
-,522
,386
,593
-,121
,261
,886
,137
,294
1,146
Vader laag
-,101
,244
,904
Vader hoog
-,703*
,256
,495
Moeder laag
-,025
,235
,976
Moeder hoog
,376
,260
1,456
,897***
,523
-,556**
,220
,573
-,070
,255
,932
,476**
,193
1,609
-,426
,376
,653
-,056
,256
,946
,336
,284
1,399
Vader laag
-,219
,239
,804
Vader hoog
-,574*
,251
,563
Moeder laag
-,359
,229
,698
Moeder hoog
,048
,254
1,049
,998**
,493
Intercept
HO 1 cyclus
HO 2 cycli
Geslacht
Financieel
onafhankelijk
Samenwonen
Thuis wonen
Inactief + vast
contract
Intercept
HO 1 cyclus
HO 2 cycli
Geslacht
Financieel
onafhankelijk
Samenwonen
Thuis wonen
inactief+ tijdelijk
contract
Intercept
HO 1 cyclus
Oddsratio
-,522*
,203
,593
HO 2 cycli
-,078
,240
,925
Geslacht
,821*
,180
2,272
-,378
,357
,685
-,351
,235
,704
,212
,263
1,236
-,085
,223
,919
Financieel
onafhankelijk
Samenwonen
Thuis wonen
Vader laag
Vader hoog
-,509**
,235
,601
Moeder laag
-,246
,213
,782
Moeder hoog
-,103
,240
,902
* significant op 1% significantieniveau
** significant op 5% significantieniveau
*** significant op 10% significantieniveau
Bron: SONAR – C(76)
Bijlage 2.1: Onderzoeksvraag 2: Andere geschatte modellen
Tabel B3: Onderzoeksvraag 2a: OLS, afhankelijke variabele lnuurloon (eerste job)
1,783*
Standaard
afwijking
,020
-,019***
,010
-,045*
,013
Coëfficiënt
Constante
Tijdelijk contract strikt
Kleine onderneming <10
Grote onderneming >49
sector publiek of privé
,062*
,011
,030**
,013
,012
,030
Diploma < 2de graad
SO
Diploma < 2de graad
SO
Diploma HO 1 cyclus
-,024
,020
,112*
,012
Diploma HO 2 cycli
,207*
,016
Geslacht
-,074*
,010
niveau functie
,018*
,004
deeltijdse job
,142*
,014
N
Adjusted R²
1661
0,27
* significant op 1% significantieniveau
** significant op 5% significantieniveau
*** significant op 10% significantieniveau
Bron: SONAR – C(78)
Tabel B4: Onderzoeksvraag 2b: binaire logistische regressie, afhankelijke variabele
extralegale voordelen (eerste job)
,602**
Standaard
afwijking
,238
,547*
,124
4,363
,322***
,166
1,380
-,613*
,130
,542
1,022*
,173
2,779
1,473*
,538
4,363
,978*
,307
2,659
Coëfficiënt
Constante
Tijdelijk contract strikt
Kleine onderneming
<10
Grote onderneming
>49
sector publiek of privé
Diploma < 2de graad
SO
Diploma < 2de graad
SO
Diploma HO 1 cyclus
Diploma HO 2 cycli
-,680*
,141
,507
-1,265*
,184
,239**
,120
,282
1,270
-,069
,051
,933
1,009*
,203
2,742
Geslacht
niveau functie
deeltijdse job
Oddsratio
N
1751
Nagelkerke R²
0,22
Loglikelihood
1918,484
* significant op 1% significantieniveau
** significant op 5% significantieniveau
*** significant op 10% significantieniveau
Bron: SONAR – C(78)
Tabel B5: Onderzoeksvraag 2c: binaire logistische regressie, afhankelijke variabele
informele training (tijdelijk contract uitgebreid)
<2de graad
SO
2de graad SO
Door overste of collega
Standaard
Coëfficiënt
afwijking
Oddsratio
-,020
,357
,981
,178
,844
-,845*
,294
,430
,122
1,387
,175
,159
1,192
,297***
,162
1,345
,522*
,194
1,685
-,673*
,150
,510
-,639*
,206
,528
-,357*
,135
,699
-,023
,181
,977
,090
,107
1,094
,225
,142
1,252
-,100
,099
,904
-,394*
,130
,675
-,199**
,097
,819
,088
,127
1,092
-,118*
,043
,889
-,020
,053
,981
-,233
,148
,792
,019
,194
1,019
-,042
,199
,959
-1,208*
,257
,299
Kleine
onderneming
Grote
onderneming
Geslacht
Deeltijdse
job
Constante
N
,974
-,169
Sector
Tijdelijk
contract
Niveau job
,274
,327*
HO 1 cyclus
HO 2 cycli
-,026
Buiten bedrijf
Standaard
Coëfficiënt
afwijking
Oddsratio
2188
Nagelkerke
0,04
R²
Log
2744,093
likelihood
* significant op 1% significantieniveau
** significant op 5% significantieniveau
*** significant op 10% significantieniveau
Bron: SONAR – C(78)
2188
0,04
1834,736
Tabel B6: Onderzoeksvraag 2c: binaire logistische regressie, afhankelijke variabele
formele training (tijdelijk contract strikt)
<2de graad
SO
2de graad SO
Binnen bedrijf
Standaard
Coëfficiënt
afwijking
Oddsratio
-,801
,539
,449
Buiten bedrijf
Standaard
Coëfficiënt
afwijking
Oddsratio
-18,724
5794,902
,000
-,631***
,339
,532
,099
,376
1,104
HO 1 cyclus
,474*
,157
1,606
,620**
,201
1,860
HO 2 cycli
,662*
,195
1,939
,196
,267
1,217
Sector
-,220
,182
,803
-,039
,218
,962
-,160
,200
,852
,159
,231
1,172
,794*
,150
2,213
,291
,184
1,338
-,116
,133
,890
-,227
,166
,797
-,547*
,141
,579
-,465*
,179
,628
,008
,055
1,008
,273*
,083
1,314
-,631*
,226
,532
-,433
,275
,649
-1,484*
,268
,227
-2,708*
,363
,067
Kleine
onderneming
Grote
onderneming
Geslacht
Tijdelijk
contract strikt
Niveau job
Deeltijdse
job
Constante
N
1747
Nagelkerke
0,11
R²
Log
1640,935
likelihood
* significant op 1% significantieniveau
** significant op 5% significantieniveau
*** significant op 10% significantieniveau
Bron: SONAR – C(78)
1747
0,08
1177,382
Tabel B7: Onderzoeksvraag 2c: binaire logistische regressie, afhankelijke variabele
informele training (tijdelijk contract strikt)
<2de graad
SO
2de graad SO
Door overste of collega
Standaard
Coëfficiënt
Oddsratio
afwijking
-,029
,322
Buiten bedrijf
Standaard
Coëfficiënt
Oddsratio
afwijking
,971
-,047
,425
,954
-,009
,221
,991
-,716**
,365
,489
,380*
,134
1,462
,194
,174
1,214
HO 2 cycli
,405**
,177
1,499
,676*
,209
1,965
Sector
-,700*
,160
,497
-,771*
,223
,463
-,443*
,148
,642
-,066
,197
,936
,028
,120
1,028
,161
,160
1,174
-,089
,112
,915
-,351**
,146
,704
-,168
,114
,846
,159
,147
1,173
-,158*
,048
,854
-,046
,058
,955
-,269***
,159
,764
-,113
,213
,893
,069
,223
1,071
-1,170*
,284
,310
HO 1 cyclus
Kleine
onderneming
Grote
onderneming
Geslacht
Tijdelijk
contract
Niveau job
Deeltijdse
job
Constante
N
1747
Nagelkerke
0,05
R²
Log
2178,056
likelihood
* significant op 1% significantieniveau
** significant op 5% significantieniveau
*** significant op 10% significantieniveau
Bron: SONAR – C(78)
1747
0,04
1458,518
Tabel B8: Onderzoeksvraag 2c: ordinale logistische regressie, afhankelijke variabele
tevredenheid over werk in het algemeen en jobzekerheid (tijdelijk contract strikt)
Threshold
Location
[j1tvr_14 = 1]
Tevredenheid over werk
in het geheel
Standaard
Coëfficiënt
afwijking
-2,589*
,229
Tevredenheid over
jobzekerheid
Standaard
Coëfficiënt
afwijking
-3,904*
,222
[j1tvr_14 = 2]
-1,332*
,204
-2,389*
,204
[j1tvr_14 = 3]
-,438**
,199
-1,560*
,199
[j1tvr_14 = 4]
1,918*
,205
,446**
,195
-,083
,100
-1,608*
,104
,284
,285
,337
,278
,088
,195
-,011
,190
,249**
,119
,419*
,116
,186
,156
,584*
,153
,602*
,132
-,006
,126
-,027
,127
-,080
,124
,195***
,107
-,083
,104
Tijdelijk
contract
<2de graad
SO
2de graad
SO
HO 1 cyclus
HO 2 cycli
Sector
Kleine
onderneming
Grote
onderneming
Geslacht
,005
,099
-,120
,096
Niveau job
,182*
,043
-,041
,042
Deeltijdse
job
-,123
,132
-,326**
,128
N
1751
1750
Log likelihood
2010,861
2150,941
Nagelkerke R²
0,06
* significant op 1% significantieniveau
** significant op 5% significantieniveau
*** significant op 10% significantieniveau
Bron: SONAR – C(78)
0,18
Bijlage 3.1: Onderzoeksvraag 3: Andere geschatte modellen
Tabel B9a: Multinomiale regressie, afhankelijke variabele situatie na 1, 2, 3 jaar
arbeidsmarktervaring, referentiecategorie vast contract (tijdelijk contract uitgebreid)
Activiteit
na x jaar
Situatie na 1 jaar
Situatie na 2 jaar
Std
afwijking
Std
afwijking
Coëffic
Tijdelijk
Contract
Intercept
Duur andere
-,001*
,000
-5,774*
,361
,999
,187*
,018
1,290
,328*
,015
Oddsratio
Coëffic
Std
afwijking
Oddsratio
-6,852*
,430
1,205
,150*
,015
1,162
1,388
,229*
,012
1,257
,254*
,011
-,001*
,000
,999
,275*
,019
1,317
,191*
,014
1,210
Sector
1,023*
,185
2,781
,497**
,229
1,645
,389
,257
1,475
<2de graad SO
2de graad SO
,408*
,114
1,504
-,080
,162
,923
,319***
,182
1,375
1,035*
,361
2,816
,835***
,454
2,306
,159
,404
1,173
,289
1,567
,106
,220
1,111
,454
,279
1,575
,449
HO 1 cyclus
-,585*
,139
,557
-,202
,209
,817
-,455***
,252
,635
HO 2 cycli
-,566*
,172
,568
-,232
,277
,793
-,011
,351
,990
-2,612*
,231
-5,858*
,427
-5,590*
,490
-,001*
,000
,999
,177*
,020
1,194
,126*
,018
1,134
Intercept
Duur andere
Duur tijdelijk
Contract
Duur werkloos
,025*
,010
1,026
,142*
,017
1,152
,095*
,015
1,100
-,001*
,000
,999
,345*
,020
1,412
,244*
,015
1,277
Sector
2,039*
,202
7,682
,725**
,293
2,065
,084
,394
1,087
Geslacht
,830*
,138
2,293
,320
,202
1,377
-,063
,234
,939
1,168*
,359
3,215
1,576*
,439
4,836
,628
,417
1,874
2de graad SO
,807*
,215
2,240
,673**
,305
1,961
,791*
,304
2,205
HO 1 cyclus
-,891*
,178
,410
,255
,289
1,291
-,152
,411
,859
HO 2 cycli
-1,563*
,254
,209
-,540
,418
,583
-1,847***
1,060
,158
Intercept
-2,412*
,265
-6,963*
,607
-8,104*
,763
-,002*
,000
,998
,345*
,022
1,412
,261*
,018
1,298
-,003
,008
,997
,128*
,024
1,136
,104*
,020
1,110
,000
,000
1,000
,239*
,029
1,270
,152*
,025
1,164
1,047*
,302
2,848
-,066
,487
,936
-,164
,561
,849
,550*
,164
1,732
,325
,274
1,383
,629***
,330
1,875
<2de graad SO
1,746*
,343
5,734
1,517*
,527
4,557
1,128**
,564
3,091
2de graad SO
,912*
,235
2,488
,659
,414
1,933
,573
,479
1,774
HO 1 cyclus
-1,427*
,257
,240
,519
,380
1,680
,149
,490
1,161
HO 2 cycli
-2,017*
,354
,133
-1,440**
,624
,237
-,122
,612
<2de graad SO
Andere
,189
Coëffic
Duur tijdelijk
Contract
Duur werkloos
Geslacht
werkloos
-2,113*
Oddsratio
Situatie na 3 jaar
Duur andere
Duur tijdelijk
Contract
Duur werkloos
Sector
Geslacht
N
,885
2507
2293
045
0,75
0,76
4565,787
2208,531
* significant op 1%, ** significant op 5% en *** significant op 10% significantieniveau
Bron: SONAR – C(76)
1710,538
Nagelkerke R²
Log likelihood
1995
Tabel B9b: Onderzoeksvraag 3: multinomiale regressie, afhankelijke variabele situatie
na 4 en 5 jaar arbeidsmarktervaring, referentiecategorie vast contract
Activiteit
na x jaar
Tijdelijk
Contract
Situatie na 4 jaar
Standaard
Coëfficiënt
afwijking
Oddsratio
Intercept
Duur andere
werkloos
Coëfficiënt
Standaard
afwijking
-4,459*
,539
Oddsratio
-3,405*
,277
,021***
,011
1,021
,054*
,013
1,056
Duur tijdelijk
Contract
Duur werkloos
,060*
,005
1,062
,107*
,010
1,112
,023**
,010
1,023
,072*
,012
1,075
Sector
1,512*
,209
4,534
Geslacht
,632*
,160
1,881
-,229
,295
,795
laaggeschoold
,847*
,201
2,333
,106
,344
1,111
hooggeschoold
-,191
,193
,827
-3,973*
,361
-4,912*
,693
-,021
,020
,979
,021
,018
1,021
-,012
,012
,988
,017
,016
1,017
,079*
,009
1,082
,099*
,011
1,104
,819**
,354
2,269
,942*
,204
2,566
,411
,374
1,508
laaggeschoold
1,083*
,217
2,954
,805**
,383
2,236
hooggeschoold
-1,844*
,452
,158
Intercept
-5,146*
,599
-4,503*
,717
,120*
,011
1,127
,077*
,010
1,080
-,028
,018
,973
-,015
,020
,985
,023
,018
1,023
Intercept
Duur andere
Duur tijdelijk
Contract
Duur werkloos
Sector
Geslacht
Andere
Situatie na 5 jaar
Duur andere
Duur tijdelijk
Contract
Duur werkloos
-,019
,027
,982
Sector
1,059**
,445
2,885
Geslacht
,631***
,328
1,879
,589
,391
1,801
laaggeschoold
1,289*
,401
3,628
,564
,429
1,758
,615
,380
1,849
hooggeschoold
N
1617
681
Nagelkerke R²
0,40
0,54
Log likelihood
1220,645
763,100
* significant op 1% significantieniveau
** significant op 5% significantieniveau
*** significant op 10% significantieniveau
Bron: SONAR – C(76)
Tabel B10a: Onderzoeksvraag 3: multinomiale regressie, afhankelijke variabele situatie
1, 2, 3 jaar na eerste job, referentiecategorie vast contract (tijdelijk contract strikt)
Activiteit
na x jaar
Situatie na 1 jaar
Situatie na 2 jaar
Std
afwijking
Std
afwijking
Coëffic
Tijdelijk
Contract
werkloos
Andere
ITM
Intercept
Duur andere
Duur tijdelijk
contract
strikt
Duur ITM
Duur
werkloos
Sector
Geslacht
<2de graad
SO
2de graad
SO
HO 1 cyclus
HO 2 cycli
Intercept
Duur andere
Duur tijdelijk
Contract
Duur ITM
Duur
werkloos
Sector
Geslacht
<2de graad
SO
2de graad
SO
HO 1 cyclus
HO 2 cycli
Intercept
Duur andere
Duur tijdelijk
Contract
Duur ITM
Duur
werkloos
Sector
Geslacht
<2de graad
SO
2de graad
SO
HO 1 cyclus
HO 2 cycli
Intercept
Duur andere
Duur tijdelijk
Contract
Duur ITM
Duur
werkloos
Sector
-4,700*
,330
,033
,033
,539*
Oddsratio
Coëffic
-5,911*
,434
1,034
,118*
,026
,022
1,714
,343*
,268*
,027
1,307
,253*
,036
,689*
,479*
Situatie na 3 jaar
Oddsratio
Coëffic
Std
afwijking
Oddsratio
-6,899*
,524
1,125
,132*
,020
1,141
,018
1,410
,245*
,014
1,278
,212*
,019
1,236
,150*
,016
1,162
1,288
,316*
,035
1,372
,221*
,022
1,248
,247
,173
1,992
1,614
,189
-,075
,263
,198
1,208
,928
,120
,140
,305
,223
1,128
1,150
1,240*
,468
3,456
,445
,539
1,560
,522
,489
1,685
,354
,334
1,425
,666***
,352
1,946
,383
,352
1,467
-,217
-,017
-5,957*
,073***
,213
,253
,413
,038
,805
,983
,244
,329
,415
,030
1,083
,883
1,095
-,203
,248
-5,175*
,082*
,296
,420
,530
,026
,816
1,281
1,076
,080
-,124
-4,388*
,090*
,347*
,026
1,415
,108*
,019
1,114
,084*
,017
1,088
,359*
,028
1,432
,095*
,020
1,100
,072*
,018
1,075
,617*
,036
1,854
,493*
,031
1,637
,286*
,020
1,332
1,003*
,872*
,298
,208
2,727
2,393
,779**
-,155
,347
,235
2,178
,856
,396
,024
,499
,271
1,487
1,025
1,413*
,481
4,106
1,303*
,457
3,682
,573
,465
1,774
,864*
,325
2,372
,478
,349
1,612
,625**
,345
1,868
-,293
-,777**
-4,390*
,309*
,263
,354
,436
,026
,746
,460
,330
,454
,617
,022
,964
,598
1,373
-,636
-,573
-7,056*
,244*
,508
,773
,755
,018
,529
,564
1,362
-,037
-,513
-6,154*
,317*
1,276
,233*
,032
1,262
,112*
,025
1,119
,072*
,021
1,074
,183*
,036
1,201
,087*
,028
1,090
,078*
,024
1,081
,231*
,055
1,260
,295*
,044
1,343
,172*
,030
1,188
,895**
,241
,362
,247
2,446
1,273
,780***
,534***
,440
,305
2,182
1,705
,679
,525
,520
,354
1,971
1,691
1,550*
,490
4,713
1,037***
,585
2,820
1,254**
,629
3,503
-,215
,503
,807
-,574
,595
,563
,596
,561
1,815
-,313
-1,040**
-5,423*
,033
,311
,435
,395
,038
,732
,353
,391
,550
,544
,031
,708
,408
1,147
,427
,280
-6,546*
,114*
,468
,649
,596
,024
1,532
1,323
1,034
-,345
-,896
-6,415*
,137*
,226*
,031
1,254
,143*
,028
1,154
,072*
,020
1,075
,633*
,029
1,884
,319*
,022
1,376
,199*
,016
1,220
,289*
,041
1,335
,356*
,037
1,428
,201*
,023
1,223
,903*
,351
2,467
,412
,405
1,509
,605
,457
1,831
1,085
1,121
Geslacht
,236
,209
1,267
<2de graad
1,557*
,501
4,744
SO
de
2 graad
,874**
,346
2,398
SO
HO 1 cyclus
-,388
,257
,679
-,950**
HO 2 cycli
,398
,387
N
2471
Nagelkerke
0,81
R²
Log
2911,838
likelihood
* significant op 1% significantieniveau
** significant op 5% significantieniveau
*** significant op 10% significantieniveau
Bron: SONAR – C(76)
,074
,253
1,077
,455
,288
1,576
,665
,522
1,945
-,196
,550
,822
,619***
,363
1,857
,262***
,391
1,299
-,425
-,872
,354
,645
,654
,418
2237
-,313
-1,511
,433
1,088
,731
,221
1908
0,80
0,76
2188,412
1729,097
Tabel B10b: Onderzoeksvraag 3: multinomiale regressie, afhankelijke variabele situatie
4 en 5 jaar na eerste job, referentiecategorie vast contract (tijdelijk contract strikt)
Activiteit
na x jaar
Situatie na 4 jaar
Coëffic
Tijdelijk
Contract
Intercept
Duur andere
Duur tijdelijk
contract strikt
Duur ITM
Duur werkloos
Sector
Geslacht
laaggeschoold
hooggeschoold
werkloos
,520
,066*
,017
,156*
Coëffic
Stdafw
Oddsratio
-4,716*
,717
1,069
,041***
,021
1,125
,011
1,169
,122*
,013
1,410
,089*
,014
1,094
,047**
,022
1,236
,142*
,016
1,152
,093*
,018
1,372
,521
,346
1,684
-,051
,257
,951
-,310
,390
,003
,322
1,003
,398
,447
,846
-6,425*
1,025
-,167
,323
,551
,056*
,018
1,057
,026
,028
1,095
,055*
,013
1,056
,042**
,019
1,114
,082*
,014
1,085
,045***
,026
1,100
,174*
,014
1,190
,128*
,018
1,637
,435
,513
1,544
,494***
,284
1,638
,960***
,516
,856
,307
,306
1,359
,308
,551
3,682
hooggeschoold
-,911***
,513
,402
Intercept
-6,556*
,765
-4,729*
,849
,137*
,013
1,147
,088*
,013
1,373
,004
,020
1,004
-,036
,031
1,119
,024
,023
1,024
-,022
,036
1,090
,088*
,021
1,092
,016
,031
1,343
,616
,575
1,852
Geslacht
1,134*
,384
3,109
,788***
,457
,788
laaggeschoold
,823***
,422
2,277
,908***
,528
,908
,033
,435
1,033
-7,249*
,762
-5,435*
,965
,061*
,022
1,063
-,026
,055
1,147
,040**
,019
1,041
,022
,026
1,154
Duur tijdelijk
Contract
Duur ITM
Duur werkloos
Sector
Geslacht
laaggeschoold
Duur andere
Duur tijdelijk
Contract
Duur ITM
Duur werkloos
Sector
hooggeschoold
ITM
-5,630*
Situatie na 5 jaar
Oddsratio
-5,523*
Intercept
Duur andere
Andere
Stdafw
Intercept
Duur andere
Duur tijdelijk
Contract
Duur ITM
,156*
,015
1,168
,122*
,019
1,376
Duur werkloos
,122*
,020
1,130
,108*
,021
1,428
Sector
-,070
,625
,932
Geslacht
,922**
,380
2,515
,009
,552
1,077
laaggeschoold
,091
,417
1,096
,272
,601
1,945
hooggeschoold
,006
,504
1,006
N
1455
597
Nagelkerke R²
0,67
0,60
Log likelihood
1458,886
622,182
* significant op 1%, ** significant op 5% en *** significant op 10% significantieniveau
Bron: SONAR – C(76)