Nederland wordt beter

Nederland wordt beter de effecten van beleid en conjunctuur op het ziekteverzuim

Een onderzoeks-coproduktie van Henk Lindner en Theo Veerman

Den Haag / Leiden, oktober 2003

Over de auteurs: drs. H. Lindner ([email protected]) is econoom te Den Haag en werkte op persoonlijke titel aan dit onderzoek. drs. T.J. Veerman ([email protected]), socioloog, is directeur van onderzoeksbureau AStri te Leiden.

1

Voorwoord In deze notitie doen wij verslag van onze analyse waarin wij de hoogte van het ziekteverzuim verklaren vanuit de ingezette beleidsprikkels sinds 1993, gecorrigeerd voor de invloed van de conjunctuur. In het Financieele Dagblad van 28 oktober 2003 verscheen ons artikel “Privatisering Ziektewet blijkt het meest succesvol“, gebaseerd op deze analyse. De effecten van beleid op de WAO zijn in verschillende onderzoeken geanalyseerd1. Er waren echter - gek genoeg - nog geen pogingen gedaan om veranderingen in het verzuimpercentage te verklaren vanuit de totale reeks van beleidsprikkels die sinds 1993 zijn ingezet. Hoog tijd dus voor een eerste poging tot zo’n analyse. In dit onderzoek wordt de hoogte van het ziekteverzuim verklaard uit het sinds 1993 ingezette beleid tot vermindering van het verzuim, gecorrigeerd voor conjunctuurinvloeden. Voordat wij u meenemen naar de schattingsresultaten, vragen wij eerst uw aandacht voor enige beleidshistorie en voor de werking van financiële verzuimprikkels in de praktijk.

1

Veerman, T.J. en J.J.M. Besseling, Prikkels en Privatisering; integrerende rapportage evaluatie wetgeving rond ziekteverzuim, WAO en reïntegratie, Ministerie van SZW / Elsevier, Den Haag, november 2001

2

1. Historie van de Ziektewet-ingrepen; de beoogde gedragsreacties Historie Ruim 10 jaar geleden waren werkgevers collectief verzekerd voor de Ziektewet2. Die compenseerde minimaal 70% van het loon van een verzuimende werknemer (na een wachttijd van 2 dagen), maar in vele sectoren bestonden (verplichte of vrijwillige) bovenwettelijke verzekeringen waarbij 100% van het dagloon werd vergoed, en veelal ook de wachtdagen waren verzekerd. Voor deze riante compensatie betaalde iedere werkgever in een bepaalde sector een uniforme verzekeringspremie aan de uitvoerder van de Ziektewet. Ook de werknemers waren goed verzorgd: in vrijwel alle CAO's was sprake van bovenwettelijke regelingen bij ziekteverzuim, hetgeen er in de meeste gevallen op neer kwam dat bij verzuim gewoon het volledige salaris doorliep. In een dergelijke situatie was het voor zowel werkgevers als werknemers wel erg verleidelijk om allerlei niet geheel medische problemen "op te lossen" via de Ziektewet. Men kan het ook anders uitdrukken: een investering van bedrijven in verzuimverlaging was bedrijfseconomisch niet rendabel, want terwijl het bedrijf de kosten van zo'n investering moest dragen vloeiden de opbrengsten daarvan niet in het bedrijf terug, maar (via de premies) in de collectieve Ziekengeldkassen. De kern van de reeks ingrepen in de Ziektewet, die in 1992 begon, was het geleidelijk verleggen van de financiële lasten van het verzuim naar de werkgevers. De overheid hoopte daarmee een toenemende financiële prikkel te creëren die werkgevers wèl zou aanzetten tot verzuimbeperking, of anders gezegd, die investeringen in verzuimbeperking wel rendabel zou maken. De overheid zag af van rechtstreekse financiële prikkels richting werknemers. Beoogde gedragsreacties De veronderstelling achter het overheidsbeleid is, dat werkgevers en werknemers hun verzuimbeleid respectievelijk verzuimgedrag bepalen op grond van financiële prikkels. Verzuimkosten voor de werkgever kunnen bestaan uit het doorbetalen van (een deel van) het loon van de werknemer, en verstoring van het bedrijfsproces (gaten in dienstroosters, gedoe met vervangers, productievertraging, klantontevredenheid). De werkgever zal streven naar beperking van deze verzuimkosten. Hij kan daartoe investeren in gedragsbeïnvloedende instrumenten om verzuim van werknemers terug te brengen, zoals goede arbodienstverlening, afspraken in arboconvenanten, verbetering van verzuimregistratie en -statistieken, kwaliteit van management, verzuimprocedures, verzuimtrainingen voor managers, et cetera. Een economisch rationele werkgever pleegt verzuiminvesteringen zolang de marginale opbrengst daarvan positief is. Ofwel: zolang de besparingen van een nog lager verzuim groter zijn dan de kosten om dat lagere verzuim teweeg te brengen. En naarmate de financiële prikkels sterker zijn, zijn ook de besparingen van een lager verzuim groter. Een rationele werknemer stelt zijn gezondheid natuurlijk voorop bij zijn verzuimbesluitvorming – wat niet altijd hoeft te betekenen dat hij of zij passief thuis blijft! - , en weegt daarnaast mee: de hoogte van het verzuim-inkomen en de kansen op inkomensvermindering door ontslag en/of WAO.

2

Uitgezonderd de zogenaamde "eigen risicodragers": bedrijven (doorgaans grote, industriële) die reeds toen de kosten van het ziekengeld zelf droegen. Destijds was hun verzuim reeds aanzienlijk lager dan dat bij de "omslagleden" van de ziekengeldkassen.

3

2. De financiële verzuimprikkels nader bezien Sinds 1992 is er rond Ziektewet en WAO een schier eindeloze reeks wijzigingen over ons land uitgestort, variërend van het verbieden van bovenwettelijke Ziektewet-regelingen en het invoeren van premiedifferentiatie in de Ziektewet, tot boetes op WAO-intrede en loondoorbetaling door de werkgever gedurende het eerste ziektejaar. En de tijd staat niet stil; de regering is van plan om de loondoorbetaling uit te breiden met het tweede ziektejaar. De reeks toenemende financiële prikkels is zo lang en ze werden zo kort na elkaar (soms zelfs gelijktijdig) ingevoerd, dat evaluatie van de afzonderlijke elementen daaruit bijna onbegonnen werk lijkt. Toch zullen we in dit artikel een poging wagen om de kluwen van effecten te ontwarren. Daarbij houden we ook rekening met de invloed van de economische conjunctuur. Zowel in Nederland als elders is namelijk een bekend gegeven dat het verzuim "meebeweegt" met de conjunctuur, respectievelijk "tegenbeweegt" met de werkloosheid (hoe hoger de werkloosheid, hoe lager het verzuim). We zullen achtereenvolgens de verschillende financiële prikkels nader beschouwen, en ingaan op de relatie tussen ziekteverzuim en conjunctuur. Daarna presenteren wij een statistisch model waarin de werking van verschillende wetswijzigingen wordt beschreven. Voor werknemers bestaat er veelal geen directe inkomensprikkel tot verzuimbeperking. Voor de meeste werknemers is het inkomen tijdens ziekteverzuim gelijk aan het loon. Het wettelijk verzuiminkomen bedraagt 70 %, maar wordt vervolgens in vrijwel alle cao’s bovenwettelijk aangevuld tot 100 % gedurende maximaal een jaar. Komt de werknemer na dat jaar in de WAO, dan kennen de meeste cao’s nog een jaar lang (en soms nog langer) een bovenwettelijke aanvulling op de (collectieve) WAO-uitkering. Branche-cao’s worden veelal op verzoek van sociale partners door de wetgever algemeen verbindend verklaard: de caobepalingen worden ook van toepassing verklaard voor werkgevers die niet meededen aan de cao-onderhandelingen. Pas na minstens een jaar aanvulling op de WAO-uitkering valt men eventueel (indien geen particuliere aanvullende verzekering is gesloten) in het roemruchte WAO-gat, dat zo diep kan zijn als het sociaal minimum. Dit vooruitzicht is voor de meeste werknemers zo theoretisch en ver weg, dat zij hun verzuimgedrag daardoor nauwelijks laten sturen. Voor werkgevers bestond er decennialang slechts een beperkte directe financiële prikkel tot verzuim- en WAO-beperking: de twee wachtdagen plus 30 % bovenwettelijke loondoorbetaling gedurende een jaar (die vaak ook nog via de ZW waren bijverzekerd), en de bovenwettelijke aanvulling van de WAO. Tot 1992 werden alle wettelijke lasten voor ziekteverzuim en arbeidsongeschiktheid collectief gefinancierd en waren er vanuit de wetgeving geen financiële prikkels voor werkgevers tot beperking van verzuim of WAOinstroom. Vanaf 1992 echter heeft de overheid een zestal financiële prikkels geïntroduceerd in verschillende regelingen om lasten van verzuim en WAO over te hevelen van het publieke naar het private domein. Onderstaand worden deze zes prikkels beschreven en wordt waar nodig per jaar beredeneerd in welke mate de prikkel van kracht is: van ‘0’ (gehele jaar niet van kracht) tot ‘1’ (het hele jaar volledig van kracht). Deze scores van 0 tot 1 gebruiken wij straks in onze statistische analyse. De regelingen zijn achtereenvolgens:

4

-

-

-

-

-

Wet TAV (Terugdringing Arbeidsongeschiktheidsvolume), 1 maart 1992, met als belangrijkste punten de Bonus/Malus-regeling en de premiedifferentiatie Ziektewet. Volgens deze wet kregen werkgevers een boete (‘malus’) opgelegd voor iedere van hun werknemers die in de WAO kwam; deze malus is na fel protest van werkgevers weer afgeschaft in 1995. De premiedifferentiatie van de ziektewet is nooit formeel afgeschaft maar verloor enige jaren later haar materiële betekenis doordat het ziektewetjaar werd geprivatiseerd (eerst gedeeltelijk met TZ, later geheel met WULBZ) en daarmee de ZW-premie verviel. Tenslotte werd via de TAV ook de bovenwettelijke aanvullende ZW-verzekering verboden. De TAV is niet meegenomen in de hier gepresenteerde analyse, omdat ze (in tegenstelling tot de andere maatregelen) al werd ingevoerd vóór de periode waaromtrent goed vergelijkbare verzuimdata beschikbaar zijn (vanaf 1993), en omdat de Bonus/Malus en Premiedifferentiatie, in tegenstelling tot de andere vijf maatregelen, gaandeweg alweer werden afgeschaft3. Wet TBA, 1 augustus 1993. Deze wet Terugdringing Beroep op de Arbeidsongeschiktheidsregelingen introduceerde, naast verscherping van de toelatingscriteria voor nieuwe WAO-toetreders en herkeuringen voor zittende WAO’ers, het zogenaamde ‘WAO- gat’. Het WAO- gat betekende een fors inkomenseffect: de WAO-uitkering bleef níet meer op 70 % van het laatstverdiende inkomen, maar verminderde (leeftijdsafhankelijk) na enige tijd tot een bedrag tussen die 70 % en 70% van het minimumloon. Voor vele werknemers is overigens, individueel of collectief, een aanvullende "WAO-gat-verzekering" bij een particuliere verzekeraar of via het pensioenfonds afgesloten die de WAO-uitkering aanvult tot het "oude" niveau van 70% tot de pensioenleeftijd. De TBA-regeling werd per ingangsdatum voor alle werknemers van kracht, zodat voor 1993 de invloed 5 maanden (5/12) is; vanaf 1994 was de invloed volledig (1). TZ, 1 januari 1994 . De wet Terugdringing Ziekteverzuim bracht de eerste 2 of 6 weken (voor kleine respectievelijk grote bedrijven) ziekteverzuim voor rekening van de werkgever. Verzuimgevallen die vóór 1 januari al liepen (de staartverplichtingen) vielen niet onder de regeling. Dit ‘overloop-effect’ schatten we aan de hand van verzuimduurgegevens uit de zorgsector4 op een kwart van het verzuimvolume, zodat de invloed van TZ in het jaar 1994 op 0,75 staat, voor latere jaren op 1. WULBZ, 1 maart 1996. De Wet Uitbreiding Loondoorbetalingsplicht Bij Ziekte maakte alle bedrijven volledig verantwoordelijk voor betaling van het verzuiminkomen voor maximaal 52 weken. In 1996 voor 10/12 van kracht, minus 0,25 ‘overloop-effect’ (zie TZ), in de jaren daarna volledig van kracht. De WULBZ-prikkel werd voor een deel wegverzekerd (ook bij TZ was dat op beperkte schaal reeds het geval), maar vrijwel alle bedrijven hebben daarbij één of andere vorm van eigen risico. Pemba, 1 januari 1998. De wet Premiedifferentiatie En Marktwerking Bij Arbeidsongeschiktheid bepaalde dat bedrijven meer WAO-premie betalen naarmate meer van hun werknemers in de WAO terechtkomen. Deze premieopslag geldt voor (voormalig) werknemers tot 5 jaar na WAO- intrede, waardoor de effectiviteit ook geleidelijk opbouwt. Het premie-effect is voor 1998 10 % van het uiteindelijke effect, en neemt jaarlijks met éénvijfde toe, tot de maximale werking in 2003. De invloed van Pemba is voor de jaren vanaf 1998 dus respectievelijk 0.1, 0.3, 0.5, 0.7, 0.9.

3

Analyses waarin we de bonus/malus wél meenamen, indiceerden overigens in kleinbedrijf, grootbedrijf en het totaal, geen significante effecten daarvan op het verzuim; alleen in het middenbedrijf lijkt sprake te zijn van een klein significant effect. ‘Lijkt’, omdat door vrijwel volstrekte multicollineariteit van bonus/malus met WULBZ geen goede statistische analyse van beide prikkels tegelijk mogelijk is. 4 Verzuimmonitor Sector Zorg 2002, Vernet, april 2003

5

-

WVP, 1 april 2002. De Wet Verbetering Poortwachter dwingt werknemers en werkgevers ertoe om bij WAO- aanvraag aantoonbaar voldoende te hebben gedaan om WAO- intrede te voorkomen. Als het Uitvoeringsorgaan WerknemersVerzekeringen (UWV) bij de WAO- keuring vaststelt dat de werknemer te weinig heeft gedaan om weer te gaan werken kan WAO- toekenning worden geweigerd; als het UWV vindt dat de werkgever in gebreke is gebleven kan de periode waarin de werkgever het verzuiminkomen moet doorbetalen verlengd worden met maximaal een jaar. Door het ‘overloop-effect’ (zie TZ en WULBZ) vermindert de effectiviteit van Poortwachter voor zijn introductiejaar nog met 0,25, zodat de omvang van de invloed voor 2002 op 9/12-0,25=0,5 staat.

6

3. Conjuncturele invloeden Bij de (tijdsreeks-)analyse van de beleidseffecten op ziekteverzuim kan niet worden voorbijgegaan aan de invloed van de conjunctuur op het verzuim. In tijden van hoogconjunctuur en lage werkloosheid pleegt het verzuim hoger te zijn dan in mindere jaren. De achtergronden van dit verband zijn niet éénduidig; sommigen wijzen erop dat werknemers in tijden van hoge werkloosheid uit angst voor ontslag zich minder makkelijk ziek melden, maar dat is slechts één van de mogelijke verklaringen. Andere mechanismen zijn dat in hoogconjunctuur er meer werknemers uit marginale arbeidsmarktgroepen (en daarmee met een slechtere gezondheid) worden aangenomen die er bij economische teruggang ook weer als eersten uit gaan, alsmede dat de werk- en productiedruk (die tot gezondheidsklachten kan leiden) in goede tijden nu eenmaal hoger zijn dan in slappere jaren. Tenslotte is er ook een omgekeerd causaal verband: hoe meer verzuim, hoe meer vraag naar vervangende arbeidskrachten en dus hoe lager het werklozenbestand. Hoe het ook zij, de conjuncturele invloed op het verzuim kan de effecten van het beleid maskeren of juist schijn-effecten creëren; het meenemen van de werkloosheidsontwikkeling is dan ook nodig om de werkelijke beleidseffecten goed in beeld te krijgen.

7

4. Schattingsgegevens Om te onderzoeken wat de invloed van de vijf beschouwde financiële prikkels alsmede de werkloosheid op het verzuim is, worden voor de tijdreeks 1993-2002 regressievergelijkingen geschat voor het ziekteverzuimpercentage in particuliere bedrijven, alsmede voor drie verschillende grootteklassen. Verzuim verschilt sterk naar grootteklasse, en daarom kan verwacht worden dat prikkels en werkloosheid een verschillend effect per grootteklasse hebben. De structuur van de schattingsvergelijkingen is als volgt: Verzuimpercentage = Constante + Bijdrage van Prikkels + Factor * Werkloosheidspercentage De ziekteverzuimpercentages betreffen het ziekteverzuim in particuliere bedrijven en zijn exclusief zwangerschap. De basisdata zijn afkomstig van het CBS (zie www.cbs.nl, statline). De reeks CBS-verzuimdata start pas in het jaar 1993; uit eerdere jaren is helaas geen goed vergelijkbare tijdreeks beschikbaar. De jaren 1993 en 1994 zijn gecorrigeerd voor een bijzondere afwijking in de griepgolven. De gebruikelijke wintergriepgolf viel in 1993/1994 zo vroeg, dat het jaar 1993 twee griepgolven kende, en het jaar 1994 géén. Het CBS5 heeft becijferd dat éénderde van de daling van het ziekteverzuim van 1993 op 1994 voor rekening van dit grieppatroon komt. De CBS-cijfers (voor de drie grootteklassen en voor het totaal) hebben wij daarom voor 1993 verminderd met 1/6 deel van het verschil, en voor 1994 vermeerderd met 1/6 van het verschil. Na 1993/1994 hebben zich geen andere sterk afwijkende grieppatronen voorgedaan6. Het ziekteverzuim ‘totaal’ blijkt niet gelijk te zijn aan het naar banenaandeel (CBS-cijfer) herwogen gemiddelde verzuimpercentage van de drie grootteklassen7. Het door ons berekende herwogen totaalpercentage is gegeven in de kolom ‘Totaal herwogen’ en is verder gebruikt bij de analyses. Als conjunctuurindicator is gekozen voor de Werkloze Beroepsbevolking (WB) als percentage van het arbeidsaanbod (bron: CBS, Statline). De “Bijdrage van Prikkels” is per jaar een getal van 0 of 1 of (in jaren van invoering) een getal daar tussenin; in de voorgaande bespreking van de vijf maatregelen is reeds aangegeven hoe deze bijdrage is gekwantificeerd. In tabel 1 staan de waarden van de schattingsgegevens.

5

Bron: CBS, “Maandbericht gezondheidsstatistiek”, september 1995. Bron: Nieuwsbrieven Influenza Surveillance '96-'97, '97-'00, '99-'02, '02-'03, met daarin de influenzapieken voor de jaren 1994-2002, verkrijgbaar via www.nivel.nl 7 Het CBS heeft naar aanleiding van deze constatering inmiddels onderkend dat de aansluiting tussen het totaalcijfer voor ziekteverzuim en de drie grootteklassecijfers in de door haar gepubliceerde gegevens niet correct is. 6

8

Tabel 1. Schattingsgegevens jaar

Ziekteverzuimpercentages

beleidsprikkels

conjunctuur

Totaal

1-10

10-100

>100

Totaal herwogen

TBA

TZ

1993

6,0

3,8

5,7

6,8

6,0

0,42

0

0

0

0

7,5

1994

5,1

3,5

4,4

6,0

5,2

1

0,75

0

0

0

8,5

1995

4,9

3,3

4,2

5,8

5,0

1

1

0

0

0

8,1

1996

4,6

2,9

4,0

5,8

4,8

1

1

0,58

0

0

7,4

1997

4,6

2,6

4,1

6,0

4,9

1

1

1

0

0

6,4

1998

5,0

2,4

4,3

6,5

5,3

1

1

1

0,1

0

5,0

1999

5,4

2,9

4,5

6,9

5,6

1

1

1

0,3

0

4,1

2000

5,5

2,9

4,6

7,2

5,8

1

1

1

0,5

0

3,8

2001

5,4

2,9

4,7

7,2

5,8

1

1

1

0,7

0

3,4

2002

5,4

3,1

4,5

6,6

5,5

1

1

1

0,9

0,5

4,1

WULBZ Pemba WVP

wb %

9

5. Resultaten TBA en Pemba: niet significant Twee van de vijf beschouwde beleidsvariabelen, TBA (met o.a. het WAO-gat) en Pemba, bleken in geen van de regressie-varianten die wij hebben beproefd, ook maar enig significant effect op het ziekteverzuim te hebben, noch voor het totaal, noch voor de afzonderlijke grootteklassen, en zijn daarom weggelaten uit de definitieve schattingen. Over het ontbreken van effect van TBA en Pemba op het ziekteverzuim is wel iets te zeggen. De belangrijkste elementen van de TBA waren het WAO-gat en de scherpere toelatingscriteria. Men zou verwachten dat beperking van de WAO-instroom ook zijn schaduw vooruit werpt op het eerste ziektejaar, en daarmee een verzuimbeperkend effect heeft. Wij zien dat echter niet optreden. Waarom niet? Het WAO-gat werd kort na de introductie in bijna alle cao’s volledig herverzekerd (veelal op CAO-niveau, zodat deze herverzekering door algemeen-verbindend verklaring voor hele bedrijfstakken gold), zodat er geen inkomenseffect meer was voor WAO’ers, en daarmee ook geen verzuimgedragseffect meer te verwachten viel. Verder gingen uitvoeringsinstellingen, na een korte periode van strengheid, soepeler om met de scherpere toelatingscriteria dan was beoogd – zoals blijkt uit de terugkeer naar "ouderwetse" WAO-instroompercentages na een dip in 1994/1995 - , zodat ook van dit element van TBA geen neerwaartse druk meer uitging op het verzuimgedrag van werknemers. De premiedifferentiatie WAO (wet Pemba) zou als financiële prikkel richting werkgevers in theorie wel neerwaarts effect moeten hebben op het verzuim (via sterkere druk tot vroegtijdige reïntegratie), maar uit dit onderzoek zien we dit effect niet optreden. Waarschijnlijk is deze prikkel te ingewikkeld en te indirect om werkgevers te bewegen tot extra verzuimbeperking: Pemba werkt met jaren vertraging door in de WAO-premie en is dus welhaast het tegengestelde van een "lik op stuk"-beleid. De wetgever heeft overigens per 1 januari jongstleden de premiedifferentiatie voor bedrijven tot 25 werknemers weer afgeschaft. Schattingsresultaten voor de overige beleidsprikkels De andere drie van de vijf beleidsmaatregelen blijken wel in meerdere of mindere mate een significant effect (beoordeeld op basis van hun t-waarde) te hebben op het ziekteverzuim, zoals blijkt uit tabel 2. Naast deze beleidsmaatregelen blijkt dat in alle vier de schattingen een duidelijke invloed van de werkloosheid op het verzuimpercentage zichtbaar is. Tabel 2 Schattingsresultaten regressiemodel: ongestandaardiseerde B-coëfficiënten (absolute T- waarden tussen haakjes) Constante

Totaal +8,4 % (herwogen) (t. 45,1) Kleinbedrijf +4,7 % (<10 werknemers) (t. 10,4) Middenbedrijf +7,2 % (10-100 werknemers) (t .60,0) Grootbedrijf +10,0 % (>100 werknemers) (t.38,7)

TZ

WULBZ

WVP

WB

(R2)

-0,8 % (t. 9,1) -0,4 % (t. 1,9) -1,4 % (t. 24,5) -0,7 % (t. 5,9)

-0,7 % (t. 6,5) -1,0 % (t. 4,0) -0,5 % (t. 6,7) -0,6% (t. 3,9)

-0,3 % (t 1,8) +0,6 % (t. 1,7) -0,1 % (t. 0,8) -0,7 % (t .3,7)

-0,3 WB % (t. 13,7) -0,1 WB % (t. 2,1) -0,2 WB % (t.13,8) -0,4 WB % (t.12,9)

0,99 0,92 1,00 0,99

TZ (2 of 6 weken loondoorbetaling bij verzuim) en WULBZ (verlenging van de loondoorbetaling tot één jaar) zijn samen voor het totaal van de bedrijven goed voor een 10

structurele verzuimdaling van 1,5 %pt. Dankzij TZ en WULBZ zijn dus dagelijks (jaar 2002) ruim 100.000 werknemers meer aan het werk dan zonder deze maatregel het geval geweest zou zijn. De daarmee uitgespaarde (directe) loonkosten bedragen jaarlijks ruim € 3 mld. Voor de pas ingevoerde Wet Verbetering Poortwachter verschilt op dit moment het effect naar grootteklasse sterk. De WVP heeft voor grote bedrijven, waar overigens meer dan de helft van de werknemers werkzaam is, een gunstig effect: een significante verzuimdaling van 0,7 %pt. Dit resultaat bevestigt de bevindingen van ArboUnie8 - 's lands grootste arbodienst over het jaar 2002: deze meldt een halvering van het langdurig verzuim (naast enige toename van kort verzuim) bij haar cliënten en schrijft dit mede toe aan de WVP. Voor middelgrote bedrijven is geen significant effect te zien. Het effect bij kleine bedrijven is merkwaardig: een (redelijk significante) waarde die pósitief is: dit suggereert dat de WVP bij kleine bedrijven voor een hóger verzuim zorgt. Een verklaring hiervoor zou kunnen zijn, dat de procedurele veranderingen in de verzuimbegeleiding zoals de WVP die vraagt, bij kleine bedrijven vooralsnog vooral voor meer bureaucratische procedures en vertraging hebben gezorgd. In kleinere bedrijven is, ook bij ziekteverzuim, veelal sprake van directer contact tussen ondernemer en werknemer: formaliteiten kunnen dan eerder verworden tot overbodige ballast. WVP legt nadruk op correcte procedures en dossiervoering en sluit daarmee aan bij de werkwijzen van grotere bedrijven. De conjunctuurgevoeligheid van het ziekteverzuim blijkt zeer duidelijk uit de schattingsresultaten. De coëfficiënt van –0,3 betekent dat één %punt werkloosheidsstijging samengaat met 0,3 %punt verzuimdaling (en vice versa). Interessant is dat het conjunctuureffect toeneemt met de bedrijfsgrootteklasse: hoe groter bedrijf, hoe sterker verzuim reageert op de werkloosheid. Eén procent meer werkloosheid geeft bij kleine bedrijven een verzuimdaling van 0,1 %punt, bij grote bedrijven is dat 0,4 %punt. Is het wellicht zo dat het gemiddeld veel hogere verzuimcijfer bij grote bedrijven ook veel meer "speelruimte" geeft aan dat verzuimcijfer, dan het gemiddeld lage verzuim in kleine bedrijven (dat veel dichter bij de "natuurlijke ondergrens" van het verzuim zit)? De constante geeft aan wat het ziekteverzuim zou zijn als er géén beleidsmaatregelen zouden zijn ingevoerd, en als bovendien de werkloosheid 0 % zou zijn. Voor het totaal van de bedrijven zou in die situatie het ziekteverzuim 8,4 % bedragen, voor elk willekeurig jaar. Nemen we de realiteit van 2002, met drie beleidsmaatregelen en een werkloosheid van 4,1 %, dan kan de uitkomst van het schattingsmodel worden berekend. Voor 2002 zijn TZ en WULBZ volledig van kracht, en is WVP voor de helft van kracht (zie tabel 1 alsmede de toelichting bij de beleidsmaatregelen). Het gezamenlijk beleidseffect is dan: minus (1 * 0,8 + 1 * 0,7 + 0,5 * 0,3) % = minus 1,7 %. Het werkloosheidseffect voor 2002 is minus 0,3 * 4,1 % = minus 1,2 %. Verrekenen we het beleidseffect en het werkloosheidseffect met de constante van 8,4 %, dan zou volgens het schattingsmodel het verzuim in 2002 uitkomen op 5,5 % (de realisatie voor 2002 bedroeg inderdaad 5,5 %, zie tabel 1). Uit de gevonden verbanden wordt ook duidelijk waarom het verzuim in de afgelopen jaren óndanks de ingevoerde financiële prikkels vrijwel ongewijzigd is gebleven: de werkloosheid is tot 2001 zo sterk gedaald, dat deze de dempende werking van de prikkels op het verzuim teniet deed. Als de werkloosheid in 2002 gelijk geweest zou zijn aan die van 1994 (8,5%), dan zou het verzuim in 2002 4,1 % geweest zijn (in plaats van de werkelijke 5,5 %). 8

Bron: jaarverslag ArboUnie, mei 2003. ArboUnie heeft 28 % marktaandeel en is sterk vertegenwoordigd bij grote bedrijven.

11

6. Prognose Met de uitkomsten van dit schattingsmodel is het ook mogelijk om te voorspellen. Het CPB9 voorziet een fors oplopende werkloze beroepsbevolking: 5,5 % in 2003, 7 % in 2004. Vullen we deze waarden in het schattingsmodel in, dan resulteert bij ongewijzigd beleid een daling van het gemiddeld verzuim voor alle bedrijven tot 4,9 % in 2003 en 4,4 % in 200410. Dat is lager dan het ooit geweest is in de periode waarover de verzuimdata volgens de huidige tijdreekscijfers bekend zijn (vanaf 1993). In 2003 valt geen nieuw beleid meer te verwachten, in 2004 echter wel. Het Kabinet Balkenende II heeft voor deze kabinetsperiode11 aangekondigd om de periode van loondoorbetaling door werkgevers bij ziekte te verlengen van 1 naar 2 jaar (tweede jaar WULBZ). In de modeluitkomst van tabel 2 is te zien dat de het verzuimeffect van de verlenging van de loondoorbetaling van 2/6 weken (TZ) naar 1 jaar (WULBZ) met -0,7 % geringer was dan het effect van TZ (-0,8 %). Naar verwachting zullen (reeds verzekerde) werkgevers dit tweede jaar volledig doorverzekeren. Er valt daardoor, én doordat het tweedejaars verzuimvolume slechts ruwweg een kwart van eerstejaarsverzuim12 is, maar weinig effect van deze maatregel op het verzuim te verwachten: naar onze inschatting hooguit enige tienden van procenten. Overigens zal verlenging van "de Ziektewet" van 1 naar 2 jaar nog wel de nodige problemen met de berekening van verzuimcijfers, en dus met goede tijdreeksgegevens, meebrengen. Er zullen wel een tijdlang twee verzuimcijfers naast elkaar bestaan: het "oude" verzuimpercentage (gebaseerd op alleen het eerste ziektejaar) en een nieuw cijfer inclusief het tweede ziektejaar. Daarnaast is het kabinet voornemens om twee maatregelen te treffen die het inkomen van langverzuimers raken. Men wil (conform het SER- advies dienaangaande) de WAO niet meer openstellen voor gedeeltelijk- en niet-duurzaam arbeidsongeschikten, en men wil de bovenwettelijke aanvulling in het tweede verzuimjaar beperken. Deze maatregelen zouden mogelijk het verzuimgedrag van werknemers in het eerste verzuimjaar kunnen beïnvloeden, omdat het inkomensperspectief verslechtert t.a.v. de huidige situatie. Hierover zijn echter geen gegronde inschattingen te maken omdat dergelijke veranderingen niet eerder plaatsvonden.

9

Voorspelling van juni 2003, zoals gepubliceerd in “Met maatwerk aan het werk, Beleidskader Werk en Inkomen 2003”, Raad voor Werk en Inkomen, juli 2003 10 Deze prognose-cijfers zijn berekend op basis van meer decimalen dan weergegeven in tabel 2, vandaar de schijnbare afwijking tussen de prognose volgens tabel 2 en de hier genoemde cijfers. 11 Hoofdlijnenakkoord kabinet Balkenende II, mei 2003, en Strategisch Akkoord kabinet Balkenende I, juli 2002 12 Inschatting op grond van gegevens van uit ‘Verzuimmonitor sector Zorg 2002’, Vernet, april 2003. Zie ook: www.vernet.nl

12

7. Conclusies 1. Financiële verzuimprikkels voor werkgevers zijn effectiever naarmate zij vroeger in de verzuimperiode vallen. Simpele en directe prikkels ("lik op stuk": TZ, WULBZ) zijn beter dan ingewikkelde en uitgestelde prikkels (WAO-gat, Pemba). 2. TZ en WULBZ hebben goed gewerkt op de beperking van het ziekteverzuim: samen brachten zij een volumedaling van een kwart teweeg. De privatisering van de loondoorbetaling bij ziekte is een succesvolle beleidsmaatregel. 3. De Wet Verbetering Poortwachter is een succes vooral bij grote bedrijven. Het effect van de WVP bij kleinere bedrijven lijkt vooralsnog contrair. 4. Het beleidseffect van TZ, WULBZ en WVP tezamen bedraagt weliswaar 1,8 %, maar dat is geleidelijk aan vanaf de introductie van TZ ontstaan. Dit geleidelijk doorwerkende effect werd versluierd door de gelijktijdig afnemende werkloosheid in de jaren 1994-2001, welke een stuwend effect had op het verzuim. Je kunt het ook zo zien: de huidige stijging van de werkloosheid maakt nu pas eindelijk de gunstige effecten van het toen gevoerde beleid op het ziekteverzuim zichtbaar. 5. De dalende trend die ook blijkens de jongste CBS-cijfers13 in het ziekteverzuim zichtbaar wordt, blijkt vooral een conjunctuur-effect, en bewijst niet het doorslaande succes van de WVP dat sommigen ervan maken. Het verzuim zal als gevolg van de oplopende werkloosheid, bij ongewijzigd beleid, volgens ons model kunnen dalen tot een laagterecord van 4,4 % in 2004.

13

1e kwartaal 2003 is het verzuim 5,3 %, tegen 5,9 % in het 1e kwartaal van 2002. Bron: CBS Webmagazine, 28 juli 2003. Overigens is het verzuim in een eerste kwartaal normaal gesproken het hoogste van de vier kwartalen in een jaar.

13