Langetermijneffecten van re-integratie

Amsterdam, november 2013
In opdracht van het ministerie van SZW

Langetermijneffecten van re-integratie

Marloes Lammers
Lucy Kok
Conny Wunsch

Roetersstraat 29 - 1018 WB Amsterdam - T (+31) 20 525 1630 - F (+31) 020 525 1686 - www.seo.nl - secretariaat@seo.nl
ABN-AMRO 41.17.44.356 - Postbank 4641100 . KvK Amsterdam 41197444 - BTW NL 003023965 B01

“De wetenschap dat het goed is”
SEO Economisch Onderzoek doet onafhankelijk toegepast onderzoek in opdracht van overheid en bedrijfsleven.
Ons onderzoek helpt onze opdrachtgevers bij het nemen van beslissingen. SEO Economisch Onderzoek is gelieerd
aan de Universiteit van Amsterdam. Dat geeft ons zicht op de nieuwste wetenschappelijke methoden. We hebben
geen winstoogmerk en investeren continu in het intellectueel kapitaal van de medewerkers via promotietrajecten, het
uitbrengen van wetenschappelijke publicaties, kennisnetwerken en congresbezoek.

SEO-rapport nr. 2013-49
ISBN 978-90-6733-711-3

Copyright © 2014 SEO Amsterdam. Alle rechten voorbehouden. Het is geoorloofd gegevens uit dit rapport te gebruiken in artikelen
en dergelijke, mits daarbij de bron duidelijk en nauwkeurig wordt vermeld.

LANGETERMIJNEFFECTEN VAN RE-INTEGRATIE

i

Samenvatting
Inzet van re-integratietrajecten leidt op korte termijn tot een kleinere kans op werk en op lange termijn tot een
grotere kans op werk. De verhoogde kans op werk is zowel voor WW’ers als voor bijstandsgerechtigden blijvend, in
ieder geval tot acht jaar na instroom in de WW/bijstand.
Het ministerie van SZW wil graag weten of door de inzet van re-integratiemiddelen de kans op
werk op de lange termijn toeneemt.
Voor dit onderzoek zijn drie groepen geselecteerd: personen die in 2003 zijn ingestroomd in de
bijstand of de WW en personen die in 2006 zijn ingestroomd in de WW. Degenen die in 2003
zijn ingestroomd, zijn acht jaar lang gevolgd en degenen die in 2006 zijn ingestroomd, zijn vijf
jaar lang gevolgd. Sinds 2003 is het re-integratiebeleid veranderd. Zo is bijvoorbeeld de sluitende
aanpak, die in 2003 nog van kracht was, later afgeschaft. Zowel UWV als gemeenten zetten reintegratie sindsdien selectiever in.
Kans op werk neemt op korte termijn af, op lange termijn blijvend toe
Inzet van re-integratietrajecten leidt in de eerste 12 tot 24 maanden na instroom in de
bijstand/WW tot een kleinere kans op werk en op langere termijn tot een grotere kans op werk.
In eerste instantie leidt een traject tot een lagere kans op werk, doordat werklozen die een traject
volgen minder bezig zijn met het zoeken naar een nieuwe baan: er is sprake van insluiting in het
traject (lock-in-effect). Na afloop van het traject wordt intensiever naar een baan gezocht. Vanaf
dat moment leidt het traject tot een grotere kans op een baan dan wanneer geen traject zou zijn
gevolgd.
Voor WW’ers is de schade als gevolg van het lock-in-effect groter dan voor bijstandsgerechtigden. Bijstandsgerechtigden hebben ook zonder re-integratietraject een lage kans om snel
een baan te vinden. Daarom is het lock-in-effect voor hen minder aan de orde.
Het effect van re-integratietrajecten op de baanvindkans is blijvend positief: het vinden van een
baan zorgt ervoor dat de ex-uitkeringsgerechtigde ook in de toekomst een hogere kans heeft op
een baan. Dit kan omdat de nieuwe werknemer dezelfde baan behoudt, omdat hij vanuit een
baan makkelijker een andere baan vindt dan vanuit werkloosheid, of omdat hij in de baan recente
werkervaring opbouwt, waardoor hij na eventuele terugval in de uitkering aantrekkelijker is voor
een nieuwe werkgever. Werklozen die een traject volgen hebben gerekend over acht jaar na
instroom in de bijstand/WW meer maanden gewerkt dan mensen die geen traject volgen.
Arbeidsbemiddeling voor bijstandsgerechtigden en IRO voor WW’ers die in 2003 instromen in
de WW zijn het meest effectief. WWB’ers die deelnemen aan arbeidsbemiddeling hebben na acht
jaar gemiddeld 37,1 maanden gewerkt. Zonder traject zouden dit 29,8 maanden zijn geweest (7,3
maanden meer). WW’ers die een IRO-traject volgen hebben na acht jaar 50,8 maanden gewerkt.
Zonder traject zouden dit 47 maanden zijn geweest (3,8 maanden meer).

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

ii

Overige effecten
• Door het volgen van een re-integratietraject vinden meer mensen een duurzame baan (die
langer dan een half jaar duurt).
• Voor WW’ers heeft het volgen van een traject een negatieve invloed op de kans om een baan
te vinden met een salaris van tenminste 90% van het oude uurloon. Mogelijk moeten
werklozen hun looneisen neerwaarts bijstellen, omdat zij al langer werkloos zijn geweest op
het moment dat zij solliciteren.
• Opgeteld over een periode van zeven kalenderjaren na instroom in de bijstand/WW zijn de
maatschappelijke opbrengsten in termen van extra inkomen uit arbeid voor de meeste
trajecten die in 2003 zijn ingezet positief. Het negatieve effect op het inkomen uit arbeid in de
eerste een à twee jaar wordt ruimschoots gecompenseerd door het extra inkomen op de
langere termijn.
• De baten van trajecten bestaan vooral uit de extra productie die als gevolg van het traject
wordt geleverd. Extra productie leidt tot een hoger bruto nationaal product en verhoogt de
totale welvaart in Nederland. Om de kosteneffectiviteit te beoordelen moeten daarom de
kosten van trajecten worden afgezet tegen de extra productie die mensen leveren als gevolg
van het traject. Verondersteld is dat de extra productie gelijk is aan het extra inkomen,
vermeerderd met de werkgeverslasten (samen de loonkosten). De productiviteitswinst van
arbeidsbemiddeling voor WWB’ers en scholingstrajecten en IRO-trajecten voor WW’ers
weegt op tegen de kosten. Scholingstrajecten voor bijstandsgerechtigden zijn kosteneffectief
als zij gemiddeld minder kosten dan € 3.770. Andere trajecten zijn niet kosteneffectief.
• Niet-deelnemers aan een traject stromen sneller uit de uitkering (zonder baan). Dit komt
vermoedelijk doordat bij degenen zonder traject mensen zitten die niet willen voldoen aan de
sollicitatieplicht of de plicht om aan een traject mee te werken. Kennelijk wegen voor hen de
voordelen van het wel voldoen aan de sollicitatieplicht of het volgen van een traject niet op
tegen de nadelen daarvan. Hun uitkering wordt door de gemeente of UWV beëindigd of zij
kiezen er zelf voor om de uitkering te beëindigen. Bij WW’ers kan het ook zijn dat deelnemers
aan trajecten wel vaker een baan vinden, maar ook weer vaker terugvallen in de WWuitkering, terwijl zij anders werkloos zouden blijven en na verloop van tijd geen recht meer
zouden hebben op een uitkering (bijvoorbeeld vanwege partnerinkomen of vermogen).

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

OVERZICHT LITERATUUR

III

English summary
In the long-run active labour market programs lead to increased employment opportunities. The increased
employment opportunities persist, at least until eight years after the inflow into unemployment.
The Ministry of Social Affairs is interested in the long run effects of active labour market policies
for social assistance recipients and unemployment benefit recipients.
For this study, three groups are selected: individuals who flow into social assistance or
unemployment benefits in 2003 and persons who flow into unemployment benefits in 2006.
Those who entered in 2003 are followed for eight years and those who entered in 2006 are
followed for five years. Between 2003 and 2006 an important policy shift took place. Before 2003
active labour market policy was based on a comprehensive approach, which prescribed that all
persons entering unemployment or social assistance had to be offered a re-employment program
within a year. Since 2003, the comprehensive approach was abandoned, leaving room for
municipalities and the Employee Insurance Agency (UWV) to selectively offer re-employment
services.
Employment effects are negative in the short term and positive in the long term
Re-employment services initially lead to a smaller probability of employment and in the longer
term to increased employment opportunities. Initially the probability to find a job declines
because those entering a program are busy following the program instead of looking for a job
(lock-in effect) . When the program is finished they intensify their job-seeking activities. From
that point on the program leads to a greater probability of finding a job in comparison to those
who did not enter a program.
For unemployment benefit recipients the damage caused by the lock-in effect is greater than for
social assistance recipients. Individuals who receive unemployment benefits have a high
probability of finding a job without being offered an active labour market program. The lock in
effect reduces this probability substantially. Social assistance recipients already have a low chance
of finding a job, even before entering the re-employment program. Therefore, the lock-in effect
does not harm them as much.
The effect of re-employment services on employment opportunities in the long run is persistently
positive. This may be because the new employee retains the same job, because finding another
job while employed is easier than while unemployed, or because the recent work experience
makes him more attractive to a new employer, even after a new relapse in unemployment. Over a
period of eight years after inflow in social assistance or unemployment benefits, those entering a
re-employment program have worked more months than those who did not. Job placement
assistance for social assistance recipients and an individual budget for those on unemployment
benefit are most effective. Job placement assistance increases the average number of months
employed in the eight years after inflow in social assistance from 29.8 to 37.1. An individual
budget increases the average number of months employed from 47 to 50.8 months in the eight
years after inflow in an unemployment benefit.

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

iv

Other effects
• Active labour market programs not only increases the probability to get a job, but also
increase the probability to get a durable job (i.e. lasts for more than six months).
• For those on unemployment benefits, employment services have a negative impact on the
probability to find a job with a salary of at least 90% of the old wage. Unemployed may
decrease their reservation wage, because they have been unemployed for some time at the
time they apply for a job. Because of the lock-in effect employment services initially lengthen
the unemployment period.
• Added up over a period of seven calendar years after inflow in social assistance or
unemployment most re-employment services cause labour income to rise. The negative effect
on labour income in the first one or two years is more than offset by the additional income on
the longer term.
• The benefits of re-employment services consist mainly of additional production as a result of
the services . Additional production leads to a higher gross national product and increases
total wealth. Therefore, to assess the cost-effectiveness the costs of re-employment services
are compared with the additional production as a result of the services. It is assumed that the
value of additional production is equal to total labour costs (the extra gross income plus
employers’ costs). The productivity gains from job placement assistance for social assistance
recipients and from individual budgets for unemployment benefit recipients outweigh the
costs of these services. Schooling is cost effective for social assistance recipients if the
program costs are less than € 3,770 . Other re-employment services are not cost effective.
• Non-participants more often exit social assistance or the unemployment benefit without
finding a job than those participating in active labour market programs. This is probably
because non-participants do not want to meet the obligation to apply for jobs. Apparently the
advantages of meeting the obligation to apply for jobs do not outweigh the disadvantages.
Their benefit is terminated by the municipality or the Employee Insurance Agency (UWV) or
they choose to terminate the benefit themselves. For those on an unemployment benefit it
may also be that participants more often find a job, but then relapse into the unemployment
benefit. Without the active labour market program they would have stayed unemployed, and
their right to receive unemployment benefits would have expired sooner.

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

LANGETERMIJNEFFECTEN VAN RE-INTEGRATIE

Inhoudsopgave
Samenvatting........................................................................................................................ i
English summary ............................................................................................................... iii
1

Inleiding..................................................................................................................... 1

2

Overzicht literatuur ................................................................................................... 3

3

Wie volgen er een traject? ......................................................................................... 7
3.1
Instroom bijstand 2003 ........................................................................................................ 7
3.2
Instroom WW 2003 .............................................................................................................. 9
3.3
Instroom WW 2006 ............................................................................................................ 11
3.4
Conclusie............................................................................................................................... 13

4

Effecten op werk ...................................................................................................... 15
4.1
Interpretatie van effecten ................................................................................................... 15
4.2
Kans op werk ....................................................................................................................... 15
4.3
Totaal aantal maanden werk .............................................................................................. 20
4.4
Conclusies ............................................................................................................................. 22

5

Effect op kwaliteit van de baan ............................................................................... 25
5.1
Duurzaamheid baan: kans op werk voor ten minste zes maanden op rij .................. 25
5.2
Kans op een goed uurloon: ten minste 90 procent van oude uurloon....................... 27
5.3
Jaarlijkse inkomsten uit arbeid........................................................................................... 29
5.4
Conclusies ............................................................................................................................. 30

6

Effect op uitkeringsafhankelijkheid ........................................................................ 31
6.1
Kans op een uitkering ......................................................................................................... 31
6.2
Totaal aantal maanden uitkering ....................................................................................... 34
6.3
Aantal keren terugval in de uitkering ............................................................................... 36
6.4
Conclusies ............................................................................................................................. 36

7

Kosteneffectiviteit .................................................................................................... 39

8

Verschillen tussen groepen ...................................................................................... 43

9

Conclusies ................................................................................................................ 49

Literatuur

....................................................................................................................... 51

Bijlage A

Databewerkingen .......................................................................................... 55

Bijlage B

Beschrijvende statistiek ................................................................................. 57

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

Bijlage C

Matchingprocedure ....................................................................................... 73

Bijlage D

Kwaliteit van de match .................................................................................. 75

Bijlage E

Verschillen tussen groepen............................................................................ 89

Bijlage F

Literatuur ..................................................................................................... 105

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

LANGETERMIJNEFFECTEN VAN RE-INTEGRATIE

1

1

Inleiding

Er is in Nederland weinig onderzoek beschikbaar over de effectiviteit van re-integratie op de
lange termijn. De meeste onderzoeken naar effectiviteit van re-integratietrajecten beperken zich
tot de vraag of mensen binnen 6, 12 of 18 maanden een baan vinden. Dit betekent dat er weinig
zicht is op de duurzaamheid van gevonden banen op de lange termijn, maar ook dat banen die
langer dan een jaar na afronding van trajecten worden gevonden, buiten beeld blijven.
Inmiddels is het mogelijk om door koppeling van microdatabestanden een langere periode in
beeld te brengen. Het ministerie van SZW heeft SEO Economisch Onderzoek gevraagd om de
langetermijneffecten van re-integratietrajecten te berekenen. Het ministerie wil met het
onderzoek ook meer inzicht krijgen in het loon en de duurzaamheid van banen die worden
gevonden na inzet van re-integratietrajecten, en in patronen van terugval in de uitkering.
Het onderzoek is uitgevoerd op een databestand met de volgende gegevens over de periode 2001
tot en met 2011:
• Uitkeringen (WW-, bijstands- of arbeidsongeschiktheidsuitkering)
• Banen en baankenmerken (sector, loon, deeltijdfactor)
• Re-integratieondersteuning (type, moment van inzet)
• Demografische gegevens (leeftijd, geslacht, etniciteit, leefvorm)
Het effect van re-integratietrajecten is bepaald door mensen die in het eerste jaar na instroom in
de WW of de bijstand een re-integratietraject zijn gestart te vergelijken met mensen die in het
eerste jaar na instroom geen re-integratietraject hebben gevolgd. Omdat mensen met en mensen
zonder re-integratietraject verschillende kenmerken hebben, zijn deze groepen niet zonder meer
met elkaar te vergelijken. Met een statistische techniek (propensity score matching) zijn de twee
groepen vergelijkbaar gemaakt. Voor deze techniek is gekozen, omdat daardoor eenvoudig
verschillende uitkomstmaten kunnen worden berekend over een langere periode.
In het onderzoek worden drie groepen onderscheiden:
• Ingestroomd in de bijstand in 2003
• Ingestroomd in de WW in 2003
• Ingestroomd in de WW in 2006
De eerste twee groepen worden nog acht jaar na instroom in de bijstand waargenomen, de derde
groep nog vijf jaar (tot 2011). Voor deze groepen is gekozen, omdat bij instroom in 2003 nog
twee jaar voor instroom in de uitkering (2001 en 2002) informatie beschikbaar is over het
arbeidsverleden. Deze informatie is nodig om de groepen met en zonder traject vergelijkbaar te
maken. Iemand met recente werkervaring heeft immers meer kans op een baan dan iemand
zonder recente werkervaring. Voor de WW’ers is een groep toegevoegd die in 2006 is
ingestroomd om de langetermijneffecten van scholing te kunnen meten. De inzet van scholing in
2003 is in de data niet apart te onderscheiden.

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

2

HOOFDSTUK 1

Binnen de groepen is alleen gekeken naar degenen met een leeftijd van 25-55 jaar bij instroom in
de uitkering. Voor personen ouder dan 55 jaar gaat de keuze voor pensionering een rol spelen:
deze mensen zijn dan voor een deel niet meer op zoek naar werk en vinden dus geen baan.
Verder zijn alleen personen geselecteerd die volledig werkloos zijn op het moment dat ze
instromen in de uitkering. Dit betekent dat niemand in de bestudeerde groepen op het moment
van instroom een baan heeft.
Het effect van de re-integratie-instrumenten is gemeten op de volgende uitkomstenmaten:
• Werk
1. Kans op werk
2. Totaal aantal maanden werk
• Kwaliteit van de baan
3. Duurzaamheid baan: kans op werk voor tenminste zes maanden op rij
4. Kans dat uurloon van het nieuwe werk tenminste 90 procent van het oude salaris bedraagt
5. Jaarlijkse inkomsten uit arbeid (loon)
• Uitkeringen
6. Kans op een uitkering
7. Totaal aantal maanden uitkering
8. Aantal keren terugval in de uitkering

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

LANGETERMIJNEFFECTEN VAN RE-INTEGRATIE

2

3

Overzicht literatuur

In de meeste (academische) studies worden de effecten van de inzet van re-integratietrajecten alleen bekeken op de
korte termijn – maximaal twee jaar na de inzet van het traject. Door lock-in-effecten en dreigeffecten van reintegratietrajecten kan de effectiviteit op lange termijn sterk verschillen van de effectiviteit op korte termijn.

Effecten van re-integratie op korte termijn
Trajecten leiden op korte termijn tot een kleine toename van de kans op een baan
Uit recente meta-analyses van Kluve (2010) en Card et al. (2010) blijkt dat het effect van reintegratietrajecten op de kans op werk beperkt is wanneer deze effectiviteit 12 tot 24 maanden na
start van het traject wordt gemeten. Nederland is daarop geen uitzondering: ook hier is het effect
van re-integratietrajecten op de kans op werk beperkt (zie o.a. Kok & Houkes 2011). Voor
personen die in 2002-2005 instromen in de WW/bijstand en in het eerste jaar van de uitkering
een traject starten, neemt de kans op werk na 1,5 jaar toe met 0,9 procentpunt voor WW’ers en
2,5 procentpunt voor bijstandsontvangers (Groot e.a. 2008).
Het lock-in-effect van trajecten vermindert de kans op een baan…
De lage effectiviteit van trajecten kan voor een deel worden toegerekend aan het lock-in-effect:
terwijl werklozen deelnemen aan een training of ander re-integratieprogramma, zijn zij niet of
minder bezig met het zoeken naar een baan. In sommige gemeenten kan een WWB‘er tijdelijk
worden vrijgesteld van de sollicitatieplicht wanneer hij een re-integratietraject volgt. WW’ers
kunnen tijdelijke vrijstelling van de sollicitatieplicht aanvragen wanneer zij een opleiding volgen
die noodzakelijk is voor hun re-integratie op de arbeidsmarkt. Door het lock-in-effect neemt de
kans op werk direct na start van het programma af.
In zijn algemeenheid zijn effecten van trajecten groter wanneer er minder kans is op het lock-ineffect (Groot et al. 2006). Korter durende trajecten, trajecten voor minder kansrijke
werkzoekenden en trajecten in tijden van laagconjunctuur zijn daarom relatief effectief. In ieder
geval op de korte termijn.
Korte trajecten en trajecten die werklozen niet afhouden van het zoeken naar werk zijn
effectiever dan lange trajecten. Gesprekken met de werkcoach (‘services’ en ‘monitoring’) hebben
een positief effect op de kans op werk, en ook trainingen hebben een bescheiden positief effect
(Card et al. 2010). Scholing duurt relatief lang en heeft daarom op korte termijn niet altijd een
positief effect (Van der Heul et al. 2003). Directe plaatsing in gesubsidieerde banen in de publieke
sector heeft een zeer klein effect op het vinden van een reguliere baan (Card et al., 2010) en kan
zelfs een averechts effect hebben (Kluve 2010).
Minder kansrijke werkzoekenden hebben meer profijt van trajecten. In een overzicht van de
literatuur laten Bergemann en van den Berg (2006) zien dat vrouwen over het algemeen meer
baat hebben bij het volgen van een re-integratietraject dan mannen (zie ook Lechner et al., 2007).

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

4

HOOFDSTUK 2

Re-integratietrajecten die worden gevolgd door jeugdige werklozen zijn vaak ineffectief (o.a.
Couch, 1992; Kluve, 2010).
In laagconjunctuur is het effect van een traject groter, omdat werklozen dan minder kans hebben
om zelf een baan te vinden. Het schadelijke effect van het lock-in-effect is dan kleiner (Kluve,
2010, Lechner & Wunsch 2009).
..en het dreigeffect van verplichte trajecten vergroot de kans op een baan.
Uit internationaal onderzoek blijkt dat verplichte trajecten een dreigeffect hebben. Deelname aan
het traject gaat ten koste van vrije tijd, zonder dat daar extra inkomsten tegenover staan. De
voordelen van werkloosheid (vrije tijd) worden daardoor kleiner. Wanneer een traject wordt
aangeboden en sprake is van verplichte deelname, blijken werklozen al voor de start van het
traject uit de werkloosheidsregeling te stromen (Amilon 2010, Geerdsen 2006, Hägglund 2006,
Rosholm & Svarer 2008. Black e.a. 2003). Een deel van de werklozen kiest ervoor hun
zoekgedrag te intensiveren of met een lager loon genoegen te nemen. Zij vinden daardoor eerder
een baan (Amilon 2010). Een ander deel van de werklozen verlaat de uitkering met onbekende
bestemming (Hägglund 2006).
Ook als mensen al deelnemen aan het traject blijken trainingen met een verplicht karakter een
sterk positief effect te hebben op werkhervatting op de korte termijn (Graversen & Van Ours
2008). Deelnemers die verder moeten reizen om deel te kunnen nemen aan een traject vinden
eerder een baan (Graversen & Van Ours 2009). Dit duidt erop dat naarmate de trajecten meer
tijd kosten deelnemers eerder geneigd zijn hun zoekgedrag te intensiveren of met een lager loon
genoegen nemen.
Niet-deelnemers aan trajecten stromen sneller zonder baan uit de uitkering
Hoewel de deelname aan re-integratietrajecten de kans op werk vergroot leidt deze deelname op
korte termijn niet tot meer uitstroom uit de uitkering (Kok et al. 2006, Groot et al 2007,
Fitzenberger en Völter 2007, Kok & Houkes 2011. Lechner & Wunsch 2011).
Mogelijk komt dit door het dreigeffect van het aanbieden van verplichte trajecten. Het dreigeffect
leidt tot snellere uitstroom uit de uitkering voordat het traject start. Een deel van deze uitstroom
heeft geen baan (Hägglund 2006). Deze mensen hebben mogelijk het traject geweigerd met het
risico dat een sanctie wordt opgelegd, of zij hebben zelf de uitkering opgezegd. Deze mensen
komen in de groep niet-deelnemers terecht, waardoor de niet-deelnemers gemiddeld sneller
uitstromen naar een andere situatie dan werk. Aanwijzingen voor deze hypothese zijn te vinden
in een dossieronderzoek van de Rekenkamer Tilburg naar de redenen van uitstroom van mensen
met en zonder traject. Van de groep die was uitgestroomd zonder een traject te hebben gevolgd,
was een kwart uitgestroomd als gevolg van verwijtbaar gedrag. In de groep met traject was
niemand uitgestroomd als gevolg van verwijtbaar gedrag (Kok en Houkes, 2011).
In Duitsland hebben werklozen er belang bij om deel te nemen aan een programma, omdat zij
tijdens het traject rechten op uitkering opbouwen (Lechner & Wunsch 2011). Zonder traject zou
de uitkering eerder eindigen en zouden werklozen zich terugtrekken van de arbeidsmarkt. In
Nederland bouwen werklozen geen extra uitkeringsrechten op als zij een traject volgen.

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

OVERZICHT LITERATUUR

5

Andersom kunnen zij wel hun uitkering verliezen als zij geen traject volgen. Materieel kan het
effect hetzelfde zijn: werklozen die een traject volgen blijven langer in de uitkering.

Effecten van re-integratie op lange termijn
Op lange termijn zijn intensieve trajecten effectiever dan op korte termijn, doordat de
toename van vaardigheden opweegt tegen het lock-in-effect
Wanneer de effectiviteit van re-integratie alleen op de korte termijn worden bekeken (12 tot 24
maanden na de start van het traject) kan een vertekend beeld ontstaan. Als gevolg van het lockin-effect daalt in eerste instantie de kans op werk. Pas na een aantal maanden werpt het reintegratietraject zijn vruchten af en stijgt de kans op werk. Uit een studie van Lechner et al. (2011)
blijkt dat het tot twee jaar kan duren voordat de kans op werk van deelnemers aan een reintegratietraject hoger is dan de kans op werk van niet-deelnemers. Bovendien geldt: hoe langer
het re-integratietraject duurt, hoe langer het lock-in-effect.
Door het lock-in-effect hebben op de lange termijn langer durende trainingen een positiever
effect. Card et al. (2010) tonen aan dat de effecten van trainingen positiever zijn wanneer de
effectiviteit ten minste twee tot drie jaar na de start van het traject wordt gemeten (Card et al.,
2010). In Duitsland zorgen langer durende trainingen ruim drie jaar na aanvang van de training
voor een verhoging van de kans op een baan met 10 tot zelfs 20 procentpunt (Lechner et al.,
2011; Fitzenberger en Völter, 2007; Fitzenberg et al., 2006; Lechner en Wunsch 2006). Dit effect
beklijft tot in ieder geval acht jaar na de start van het re-integratietraject. Dit hoeft niet te
betekenen dat de baan die wordt gevonden na het volgen van het re-integratietraject acht jaar
lang behouden blijft. Het is makkelijker om vanuit een baan te solliciteren naar een nieuwe baan,
en ook wanneer een ex-werkloze terugvalt in een uitkering, zal het recente arbeidsverleden zijn
kans op een baan vergroten ten opzichte van iemand die al lange tijd in de uitkering zit. De meest
intensieve trajecten hebben behalve een langere lock-in-periode ook een groter effect op de lange
termijn (Lechner et al., 2011).
Dreigeffect op lange termijn minder positief dan op korte termijn
Door het dreigeffect van sancties accepteren werklozen de eerste de beste baan, waardoor ze ook
weer snel worden ontslagen en terugvallen in de uitkering. Een onderzoek van Van den Berg en
Vikström (2009) wijst uit dat sancties op de lange termijn leiden tot een verlaging van lonen en
het aantal gewerkte uren. Arni et al. (2009) vinden ook negatieve effecten van sancties op
arbeidsinkomsten, duur van de baan en het verlaten van de arbeidsmarkt. Ook het dreigeffect van
verplichte trainingen kan dit effect hebben. Verplichte trainingen kunnen op lange termijn dus
zowel een positiever als een negatiever effect hebben dan op korte termijn. Op lange termijn
blijkt het effect positiever voor degenen die hebben deelgenomen aan de training, maar
negatiever voor niet-deelnemers, die als gevolg van het dreigeffect snel aan het werk zijn gegaan
(Van Ours 2007).
Geen verschil in effecten tussen korte en lange termijn naar persoonskenmerken en
conjunctuur
Verschillen in effectiviteit tussen mannen en vrouwen worden ook gevonden op de lange termijn:
acht jaar na start van een langdurend trainingsprogramma is er geen positief effect op de kans op
een baan voor mannen, maar wel voor vrouwen (Lechner et al., 2007). Ook de gemiddelde

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

6

HOOFDSTUK 2

toename in inkomsten verschilt per geslacht: vijf jaar na begin van een scholingstraject nemen de
inkomsten van vrouwen toe met 13 procent, en voor mannen met 9 procent (Jacobson e.a.,
2005). Kortdurende trainingsprogramma’s zijn echter minder effectief voor vrouwen (Lechner et
al., 2011). Daarnaast zijn de werkgelegenheidseffecten groter voor uitkeringsgerechtigden met een
laag opleidingsniveau (Caliendo en Künn, 2011). Over het algemeen is ook op lange termijn het
effect van een traject kleiner voor personen met een goede kans op een baan. Op korte termijn is
het effect kleiner doordat voor degenen met een goede kans op een baan het lock-in-effect groter
is. Dat kan ook op lange termijn negatief doorwerken doordat degenen met traject later op de
arbeidsmarkt komen. Bij werkloosheid is sprake van duurafhankelijkheid: hoe langer mensen
werkloos zijn, hoe groter de kans dat zij dat ook blijven. Dit komt doordat werklozen die langer
van de arbeidsmarkt zijn, minder aantrekkelijk worden voor werkgevers. Zij worden minder
productief doordat zij langer werkloos zijn of zij lijken minder productief doordat zij langer
werkloos zijn. Een lange werkloosheidsduur geeft een negatief signaal aan de werkgever over de
productiviteit van de werkloze. Eerder aan het werk komen kan dus ook op langere termijn een
positief effect hebben. Alleen trajecten waarbij wordt geïnvesteerd in de productiviteit van de
werkloze zorgen ervoor dat een langere werkloosheidsduur niet blijvend leidt tot een lagere kans
op werk.
Trajecten die in laagconjunctuur zijn ingezet verhogen de effectiviteit vanwege het kleinere lockin-effect. Dit effect wordt ook op lange termijn gevonden (Lechner & Wunsch 2009). Lechner &
Wunsch verklaren dit uit het feit dat degenen die een traject volgen in laagconjunctuur pas een
baan gaan zoeken als de werkloosheid weer gedaald is. Zij kunnen op dat moment een betere
baan vinden dan wanneer zij gelijk waren gaan zoeken.
Geen verschil in effecten tussen korte en lange termijn op uitkeringsafhankelijkheid
Evenals op korte termijn is er op de lange termijn geen significante afname van de kans op een
werkloosheidsuitkering (Fitzenberger en Völter 2007, Lechner et al. 2011). Ook hier is de
verklaring vermoedelijk dat er sprake is van padafhankelijkheid: wanneer niet-deelnemers zich als
gevolg van het dreigeffect hebben teruggetrokken van de (reguliere) arbeidsmarkt, is de kans
minder groot dat zij nieuwe WW-rechten verwerven dan wanneer zij aan het werk zijn gegaan.

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

LANGETERMIJNEFFECTEN VAN RE-INTEGRATIE

3

7

Wie volgen er een traject?

Mensen die in 2003 instromen in de bijstand en een traject volgen hebben achtergrondkenmerken die hun kansen
op de arbeidsmarkt verhogen. Hetzelfde geldt voor mensen die in 2003 instromen in de WW en gebruikmaken
van een Individuele Re-integratie Overeenkomst. Bij degenen die in 2006 instromen in de WW zijn de verschillen
tussen degenen met en zonder traject klein.
In het onderzoek worden drie groepen onderscheiden:
• Ingestroomd in de bijstand in 2003
• Ingestroomd in de WW in 2003
• Ingestroomd in de WW in 2006
De volgende paragrafen beschrijven deze groepen en wie van deze groepen een traject krijgt. Dit
onderzoek bestudeert het effect van trajecten die in het eerste jaar na instroom zijn ingezet. Als er
meerdere trajecten zijn ingezet, dan is gekeken naar het eerste traject. Om te beoordelen in
hoeverre de effecten van trajecten zijn toe te rekenen aan het eerste traject, is in beeld gebracht
welke trajecten na het eerste traject zijn ingezet, zowel in de eerste 12 maanden na instroom als
daarna.

3.1

Instroom bijstand 2003

Van degenen die in 2003 in de bijstand stromen heeft 88% (31.424) in de 12 maanden na
instroom geen traject gekregen, 6% heeft beroepskeuzeadvies gekregen, 4% bemiddeling en 2%
scholing (zie Tabel 3.1).
Degenen die arbeidsbemiddeling krijgen hebben persoonskenmerken die ze relatief kansrijk
maakt op de arbeidsmarkt ten opzichte van de groep die geen traject hebben gekregen. Zij zijn
vaker man, vaker fase 1, hoger opgeleid. 1 Verder hebben ze een groter aantal maanden gewerkt
voorafgaand aan de instroom in de bijstand en degenen die werkten verdienden een hoger loon.
Ook ontvingen zij minder vaak een uitkering. De groepen die beroepskeuzeadvies en scholing
volgen verschillen wat betreft persoonskenmerken niet sterk van de groep die geen traject hebben
gekregen. Wel hebben zij in de periode voorafgaand aan de instroom in de bijstand minder vaak
een uitkering ontvangen. Vooral de groep die beroepskeuzeadvies heeft ontvangen bevat
personen die vanwege hun arbeidsverleden meer kans maken op werk. De groep die geen traject
heeft gekregen heeft de minste kans op werk. Zij hebben gemiddeld in de 24 maanden
voorafgaand aan de instroom in 2003 al 5,7 maanden bijstand ontvangen, terwijl degenen die wel
een traject hebben gekregen in die periode 2,4 tot 2,5 maanden bijstand ontvingen.

1

UWV hanteert in 2003 een indeling in fases. De werkcoach maakt een inschatting van de
arbeidsmarktkansen van een werkloze en kent de werkloze een fase toe. Fase 1-individuen worden geacht
op eigen kracht binnen zes maanden een nieuwe baan te vinden. Fase 2- en 3-individuen hebben wat
meer ondersteuning nodig bij het vinden van een nieuwe baan. Voor fase 4-individuen zijn de
arbeidsmarktkansen gering.

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

8

HOOFDSTUK 3

Tabel 3.1

De achtergrondkenmerken van mensen die in 2003 instromen in de bijstand en een
traject volgen vergroten hun kansen op de arbeidsmarkt
Geen traject

Beroepskeuze
Scholing
advies

Arbeidsbemiddeling

Man

54%

60%

57%

69%

Leeftijd

37

37

37

36

Fase 1

24%

29%

25%

41%

Fase 2/3

37%

42%

51%

40%

Fase 4

19%

21%

14%

11%

Fase onbekend

19%

9%

10%

8%

Basisonderwijs

15%

14%

15%

11%

Lbo/mavo/vmbo

28%

30%

30%

28%

Mbo/havo/vwo

24%

31%

26%

32%

Hbo

7%

9%

11%

12%

Wo

5%

6%

6%

10%

Opleiding onbekend

21%

9%

11%

8%

Allochtoon

57%

58%

67%

63%

Eenpersoonshuishouden

34%

39%

32%

42%

Aantal maanden werk 24 maanden voor
instroom

6,9

9,1

7,2

10,8

Loon werkenden 1 jaar voor instroom
Deeltijdfactor werkenden 1 jaar voor
instroom
Aantal werkdagen 1 jaar voor instroom

€10.240
0,68
135

€11.566
0,73
151

€10.033
0,71
133

€11.900
0,73
148

Aantal maanden WW 24 maanden voor
instroom

1,1

1,9

1,6

1,9

Aantal maanden bijstand 24 maanden
voor instroom

5,7

2,4

2,5

2,5

Aantal maanden arbeidsongeschiktheidsuitkering 24 maanden voor instroom

1,2

0,6

0,4

0,4

Aantal maanden niet actief 24 maanden
voor instroom

10,4

11,0

13,3

9,5

Duur van laatste werkende periode in
maanden

5

7

5

9

31.424

2.118

680

1.598

Aantal observaties
Bron:

CBS microbestanden, zie bijlage A, berekening SEO Economisch Onderzoek

Na het eerste traject wordt vaak nog een traject ingezet, zie Tabel 3.2. Na een beroepskeuzeadvies
volgt vaak nog een keer beroepskeuzeadvies, en in mindere mate scholing of arbeidsbemiddeling.
Na scholing volgt vaak nog meer scholing, en in mindere mate een beroepskeuzeadvies of
arbeidsbemiddeling. Na arbeidsbemiddeling volgt meestal nog een keer arbeidsbemiddeling en
soms een beroepskeuzeadvies. Van degenen die in het eerste jaar na instroom in de bijstand geen
traject zijn gestart, krijgt 21% later alsnog een traject. Na 2004 is voor bijstandsontvangers alleen
nog maar geregistreerd of ze een traject volgen, maar niet meer wat voor traject. Daardoor is van
veel van de vervolgtrajecten niet bekend om wat voor traject het gaat.

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

WIE VOLGEN ER EEN TRAJECT

Tabel 3.2

9

Grote overeenkomst tussen het eerst gevolgde en eventuele latere trajecten:
bijstandinstroom in 2003

Toekomstige deelname aan
trajecten

Eerste traject, binnen 12 maanden na instroom in de bijstand

Geen traject

Beroepskeuze
advies

Scholing

Arbeidsbemiddeling

Geen toekomstig traject

79%

40%

48%

53%

Wel toekomstig traject

21%

60%

52%

47%

•

Beroepskeuzeadvies

2,4%

16,9%

8,7%

9,3%

•

Scholing

0,4%

9,3%

15,9%

2,6%

•

Arbeidsbemiddeling

0,5%

11,9%

7,4%

18,4%

•

Anders

0,0%

3,3%

3,5%

2,4%

•

Onbekend

17,4%

19,0%

16,9%

14,6%

Bron:

CBS microbestanden, zie bijlage A, berekening SEO Economisch Onderzoek

Toelichting:Voor het bepalen van de toekomstige deelname aan trajecten is gekeken of in de periode waarin de
bijstandsuitkering is ontvangen nogmaals een traject is ingezet. Trajecten in een volgende bijstandsperiode
(bijvoorbeeld na een werkperiode) zijn niet weergegeven.

Doordat 21% van de controlegroep later alsnog een traject krijgt, kan het zijn dat het effect van
de trajecten onderschat wordt. Verder moet er rekening mee worden gehouden dat de effecten
van trajecten niet altijd zijn toe te rekenen aan het type traject dat het eerst is aangeboden. Dit
probleem lijkt echter beperkt, omdat het voor elk type zo is dat een volgend traject vaak van
hetzelfde type is.

3.2

Instroom WW 2003

Van degenen die in 2003 in de WW stromen heeft 83% (133.895 personen) geen traject gekregen
in de eerste 12 maanden na instroom, 16% heeft een regulier traject gekregen, 1% een traject in
de vrije ruimte (zie Tabel 3.3) en 0,3% een Individuele Re-integratie Overeenkomst (IRO). De
benaming van deze trajecten zegt niets over de inhoud van het traject. Een regulier traject, een
IRO-traject of een vrijeruimtetraject kunnen allemaal inhouden dat er arbeidsbemiddeling,
scholing of een beroepskeuzeadvies is gegeven. In het geval van een regulier traject is dat via de
reguliere procedure gegaan, waarbij een traject wordt afgesproken tussen de cliënt en UWV, en
UWV betaalt. Een IRO-traject wordt vormgegeven door de cliënt en getoetst door UWV. De
cliënt krijgt een budget van UWV en betaalt daarmee het traject. Hierbij gaat dus veel meer het
initiatief uit van de cliënt. Trajecten in de vrije ruimte zijn bedoeld voor specifieke doelgroepen
waarvoor UWV contracten sloot met re-integratiebedrijven (buiten het reguliere traject om).
IRO-cliënten hebben kenmerken die gunstig zijn voor hun kansen op de arbeidsmarkt. Zij zijn
vaker dan de groep zonder traject en degenen met een ander traject ingedeeld in fase 1 en
daarnaast ook hoger opgeleid dan degenen die geen traject hebben gekregen of een ander traject.
Ook hebben zij recente werkervaring die hen kansrijker maakt op de arbeidsmarkt. Zij hebben
meer dagen gewerkt, verdienden een hoger loon en hadden minder vaak een uitkering dan
degenen zonder traject of een ander traject. Daar staat tegenover dat zij ouder zijn, wat hun
kansen doet afnemen. De groep die een vrijeruimtetraject of een regulier traject heeft gekregen
verschilt niet sterk van degenen die geen traject hebben gekregen. Degenen met een
vrijeruimtetraject lijken iets kansrijker dan de groep zonder traject, omdat ze vaker in fase 1 zijn

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

10

HOOFDSTUK 3

ingedeeld en minder vaak een uitkering hebben ontvangen of niet actief zijn geweest in de
periode voor instroom in de WW.
Tabel 3.3

De achtergrondkenmerken van mensen die in 2003 instromen in de WW en een IROtraject volgen vergroten hun kansen op de arbeidsmarkt
Geen traject

Regulier

Vrije ruimte

IRO

Man

58%

59%

57%

69%

Leeftijd

38

40

39

42

Fase 1

61%

58%

69%

72%

Fase 2/3

25%

31%

24%

21%

Fase 4

3%

4%

2%

1%

Fase onbekend

11%

7%

6%

5%

Basisonderwijs

6%

6%

4%

1%

Lbo/mavo/vmbo

22%

23%

23%

12%

Mbo/havo/vwo

40%

43%

44%

35%

Hbo

17%

16%

17%

31%

Wo

9%

7%

8%

19%

Opleiding onbekend

7%

5%

4%

3%

Allochtoon

29%

29%

29%

22%

Eenpersoonshuishouden

22%

22%

23%

21%

Aantal maanden werk 24 maanden voor
instroom
Loon werkenden 1 jaar voor instroom
Deeltijdfactor werkenden 1 jaar voor instroom
Aantal werkdagen 1 jaar voor instroom

19

19

20

22

€22.914

€23.918

€24.882

€34.089

0,83
202

0,85
207

0,85
215

0,90
232

Aantal maanden WW 24 maanden voor
instroom

1,4

0,9

0,9

0,6

Aantal maanden bijstand 24 maanden voor
instroom

0,5

0,3

0,3

0,2

Aantal maanden arbeidsongeschiktheidsuitkering 24 maanden voor instroom

2,0

2,1

1,5

0,5

Aantal maanden niet actief 24 maanden voor
instroom

3,0

3,2

2,7

1,9

Potentieel WW recht in maanden*

19

23

21

24

133.895

25.386

1.574

535

Aantal observaties
Bron:

CBS microbestanden, zie bijlage A, berekening SEO Economisch Onderzoek

*op basis van leeftijd en werkervaring in de twee jaar voor instroom

Bij degenen die geen traject krijgen in het eerste jaar wordt bij 6% later alsnog een traject
aangeboden, meestal een regulier traject. Het komt bij WW’ers weinig voor dat een tweede traject
wordt ingezet, zie Tabel 3.4. Bij degenen die een regulier traject of een vrijeruimtetraject hebben
gevolgd, krijgt 8% een tweede traject. Als het tweede traject in 2003 of 2004 is ingezet, gaat het
meestal om een regulier traject. Het gebruikte databestand bevat geen gegevens over het type
traject dat vanaf 2005 is ingezet, waardoor het type tweede traject onbekend is als het na 1 januari
2005 is ingezet.

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

WIE VOLGEN ER EEN TRAJECT

Tabel 3.4

11

Vrijwel geen trajecten gestart later dan 12 maanden na instroom in de WW (2003)

Toekomstige deelname aan trajecten

Eerste traject, binnen 12 maanden na instroom in de bijstand
Geen traject

Regulier

Vrije ruimte

IRO

Geen toekomstig traject

94%

92%

92%

96%

Wel toekomstig traject

6%

8%

8%

4%

•

Regulier

3,2%

1,7%

2,0%

0,0%

•

Vrije ruimte

0,3%

0,1%

0,0%

0,0%

•

IRO

0,4%

0,3%

0,0%

0,0%

•

Anders

0,0%

0,0%

0,0%

0,0%

•

Onbekend

2,0%

6,3%

5,6%

4,2%

Bron:

CBS microbestanden, zie bijlage A, berekening SEO Economisch Onderzoek

Toelichting: Voor het bepalen van de toekomstige deelname aan trajecten is gekeken of in de periode waarin de
WW-uitkering is ontvangen nogmaals een traject is ingezet. Trajecten in een volgende WW-periode
(bijvoorbeeld na een werkperiode) zijn niet weergegeven.

3.3

Instroom WW 2006

Van degenen die in 2006 instromen in de WW krijgt 88% geen traject, 5% een regulier traject, 6%
een IRO-traject, 1% scholing en 0,4% een vrijeruimtetraject in de eerste 12 maanden na
instroom. Ten opzichte van 2003 krijgen dus minder mensen een traject. Verder is er een sterke
verschuiving opgetreden richting IRO-trajecten. IRO-trajecten worden pas vanaf 1 januari 2004
aangeboden, waardoor er een veel kleinere kans is dat degenen die in 2003 instromen in de WW
binnen 12 maanden na instroom dit type traject starten. Het aanbieden van scholingstrajecten is
nieuw in 2006, in 2003 werden geen aparte scholingstrajecten aangeboden. Wel kon scholing deel
uitmaken van de andere trajecten.
De groep die een IRO-traject krijgt in 2006 wijkt niet meer zo af van de andere groepen als in
2003. Had de groep met een IRO-traject in 2003 nog kenmerken die ze een fors hogere kans
gaven op werk (op hun hogere leeftijd na), in 2006 is dit verschil een stuk kleiner. Deelnemers
aan IRO-trajecten zijn nog altijd wel ouder dan de andere groepen en iets hoger opgeleid. De
groep met een vrijeruimtetraject heeft gunstige kenmerken ten opzichte van de andere groepen.
Zij hebben in de 24 maanden voor instroom in de WW meer gewerkt en korter WW ontvangen.
Aan de andere kant zijn zij lager opgeleid dan de personen die geen traject hebben ontvangen.

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

12

HOOFDSTUK 3

Tabel 3.5

Geen systematische verschillen in achtergrondkenmerken tussen deelnemers aan
trajecten en niet-deelnemers: instroom in WW 2006
Geen traject

Regulier

Vrije ruimte

IRO

Scholing

Man

50%

45%

65%

49%

54%

Leeftijd

39

42

42

43

41

Basisonderwijs

5%

9%

13%

3%

6%

Lbo/mavo/vmbo

19%

25%

24%

17%

22%

Mbo/havo/vwo

40%

38%

40%

41%

45%

Hbo

14%

8%

8%

19%

11%

Wo

6%

2%

3%

8%

5%

Opleiding onbekend

16%

19%

12%

12%

11%

Allochtoon

29%

37%

32%

23%

31%

Eenpersoonshuishouden

20%

18%

19%

21%

22%

Aantal maanden werk 24
maanden voor instroom

17

15

18

16

16

Loon werkenden 1 jaar voor
instroom
€22.167

€20.460

€25.879

€26.188

€23.165

Deeltijdfactor werkenden 1
jaar voor instroom
Aantal werkdagen 1 jaar voor
instroom

0,80
191

0,81
201

0,88
227

0,83
201

0,83
208

Aantal maanden WW 24
maanden voor instroom

2,7

1,3

1,0

1,5

1,4

Aantal maanden bijstand 24
maanden voor instroom

0,7

0,7

0,7

0,4

0,6

Aantal maanden
arbeidsongeschiktheidsuitkering 24 maanden voor
instroom

2,6

5,2

4,0

4,8

3,3

Aantal maanden niet actief
24 maanden voor instroom

3,2

3,7

2,4

3,5

3,8

Potentieel WW recht in
maanden*

17

20

22

21

20

112.565

6.819

527

7.370

1.152

Aantal observaties
Bron:

CBS microbestanden, zie bijlage A, berekening SEO Economisch Onderzoek

*op basis van leeftijd en werkervaring in de vijf jaar voor instroom

Van de groep die geen traject heeft gekregen in de eerste 12 maanden na instroom krijgt slechts
2% later alsnog een traject. Van degenen die wel in de eerste 12 maanden een traject hebben
gekregen, krijgt 10 tot 12% een tweede traject, en van degenen met een scholingstraject zelfs
29%. Het tweede traject is voor degenen met een vrijeruimtetraject of een scholingstraject vaak
een IRO-traject. Voor degenen met een regulier traject of een IRO-traject is het tweede traject
vaak een scholingstraject.

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

WIE VOLGEN ER EEN TRAJECT

Tabel 3.6

13

Voor mensen die in 2006 instromen in de WW is het tweede traject vaak een IRO of
scholing

Toekomstige deelname
aan trajecten

Eerste traject, binnen 12 maanden na instroom in de bijstand
Geen traject

Regulier

Vrije ruimte

IRO

Scholing

Geen toekomstig traject

98%

88%

90%

89%

71%

Wel toekomstig traject

2%

12%

10%

11%

29%

•

Regulier

0,8%

1,9%

2,7%

0,6%

5,6%

•

Vrije ruimte

0,0%

0,3%

0,0%

0,3%

0,9%

•

IRO

0,7%

2,2%

5,3%

0,8%

16,1%

•

Scholing

0,1%

3,8%

0,0%

6,5%

2,9%

•

Anders

0,0%

0,0%

0,0%

0,0%

0,0%

•

Onbekend

0,9%

3,5%

2,3%

2,7%

3,9%

Bron:

CBS microbestanden, zie bijlage A, berekening SEO Economisch Onderzoek

Toelichting: Voor het bepalen van de toekomstige deelname aan trajecten is gekeken of in de periode waarin de
WW-uitkering is ontvangen nogmaals een traject is ingezet. Trajecten in een volgende WW-periode
(bijvoorbeeld na een werkperiode) zijn niet weergegeven.

Voor de groep die in 2006 is ingestroomd zullen de effecten van trajecten niet onderschat
worden, doordat ze later alsnog een traject hebben gevolgd. Vooral bij scholing is het wel
mogelijk dat de effecten worden toegerekend aan het verkeerde type traject (in dit geval IRO).

3.4

Conclusie

Mensen die een traject volgen hebben andere kenmerken dan mensen die geen traject volgen.
Personen die in 2003 zijn ingestroomd in de bijstand en niet binnen 12 maanden een reintegratietraject starten hebben eigenschappen die ze minder kans geven om werk te vinden. De
achtergrondkenmerken van individuen die in 2003 in de WW zijn ingestroomd en geen traject
hebben gekregen zijn vergelijkbaar met de achtergrondkenmerken van degenen die een regulier
traject of een vrijeruimtetraject zijn gestart. WW’ers met een IRO-traject hebben andere
kenmerken: zij zijn hoger opgeleid en hebben meer en beter betaalde recente werkervaring, maar
zijn ouder dan de andere groepen. Voor degenen die in 2006 zijn ingestroomd in de WW zijn de
verschillen tussen degenen met en zonder traject het kleinst.
Doordat degenen met en zonder traject verschillende kenmerken hebben, kunnen hun
uitkomsten niet zonder meer worden vergeleken om het effect van trajecten te meten. Daarom is
voor de effectmeting een procedure gevolgd waarbij degenen die een traject hebben gekregen
worden vergeleken met mensen met dezelfde eigenschappen die geen traject hebben gekregen.
Deze procedure is per traject gevolgd, zodat de controlegroepen per traject verschillen. De
controlegroep voor degenen die zijn ingestroomd in de WW 2003 en een IRO-traject hebben
gevolgd, bestaat bijvoorbeeld uit mensen die relatief oud zijn, goed opgeleid en veel recente
werkervaring hebben. Bijlage C bevat de beschrijving van de procedure en Bijlage D laat zien dat
de kenmerken van de groepen die een traject hebben gekregen vrijwel gelijk zijn aan die van de
geconstrueerde controlegroepen.

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

LANGETERMIJNEFFECTEN VAN RE-INTEGRATIE

4

15

Effecten op werk

Alle bestudeerde re-integratietrajecten (beroepskeuzeadvies, scholing en arbeidsbemiddeling voor
bijstandsgerechtigden, reguliere trajecten, trajecten in de vrije ruimte, IRO-trajecten en scholing voor WW’ers)
hebben op de lange termijn een positief effect op de kans op werk. Bij WW’ers zorgt het volgen van een traject op
korte termijn voor een lock-in-effect: tijdens het volgen van het traject hebben zij een lagere kans op een baan.

4.1

Interpretatie van effecten

Effecten gecorrigeerd voor ‘harde’, geobserveerde kenmerken
Hoofdstukken 4, 5 en 6 beschrijven de effecten van re-integratietrajecten op achtereenvolgens de
kans op werk, de kwaliteit van een baan, en de kans op een uitkering. De matchingmethode die is
gebruikt om deze effecten te berekenen corrigeert voor een groot aantal ‘harde’ kenmerken van
bijstandsgerechtigden, zoals hun opleidingsniveau, arbeidsverleden en maximaal WW-recht. Voor
‘zachte’ kenmerken die niet waargenomen zijn in de dataset is niet gecorrigeerd. De effecten van
IRO-trajecten bijvoorbeeld, worden mogelijk overschat omdat mensen die een IRO-traject
volgen gezonder zijn en meer gemotiveerd om aan het werk te gaan (Schrijvershof et al. 2008).
Op deze kenmerken kan niet worden gematcht, terwijl deze kenmerken wel de baankans
verhogen.
Effecten berekend voor de deelnemers aan trajecten
Net als in voorgaande nationale en internationale studies zijn de effecten berekend voor de
deelnemers aan re-integratietrajecten. Deze effecten zijn dus niet zonder meer te extrapoleren
naar andere groepen. 2 Met andere woorden: het gegeven dat scholing op lange termijn bijzonder
effectief is voor de deelnemers aan scholing, wil niet zeggen dat scholing ook effectief zou zijn
voor niet-deelnemers. Ook de vergelijking van effecten tussen verschillende typen reintegratietrajecten kan niet een-op-een gemaakt worden. Dat reguliere trajecten minder effectief
zijn voor deelnemers aan reguliere trajecten dan scholing voor deelnemers aan scholing, wil niet
zeggen dat scholing ook effectiever zou zijn voor deelnemers aan reguliere trajecten.

4.2

Kans op werk

Voor bijstandsgerechtigden is arbeidsbemiddeling het meest effectief…
Figuur 4.1 laat zien dat vooral arbeidsbemiddeling een zeer effectief instrument is om de kans op
werk voor bijstandsgerechtigden te vergroten, zowel op korte als op lange termijn. Vrijwel
onmiddellijk na instroom in de bijstand is de kans op werk voor deelnemers aan
arbeidsbemiddeling groter dan de kans op werk voor niet-deelnemers. Twee jaar na instroom in
de bijstand is de kans op werk 34 procent voor degenen die bemiddeling hebben gehad en 23
procent voor vergelijkbare personen zonder traject: een toename van 11 procentpunt. Groot e.a.
2

Dit is geen consequentie van de gebruikte matchingmethode: ook bij bijvoorbeeld duuranalyse wordt het
zogenaamde average treatment effect on the treated berekend. Om de effectiviteit van de inzet van
trajecten te kunnen beoordelen is het immers nuttig om te weten wat de effecten zijn op werklozen die
het traject daadwerkelijk starten.

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

16

HOOFDSTUK 4

(2008) becijferen dat de kans op werk 1,5 jaar na start van arbeidsbemiddeling toeneemt met 4,4
procentpunt voor personen die tussen 2002-2005 instromen in de bijstand en binnen 12 maanden
na instroom een traject starten. Het effect voor de instroom in 2003 is dus fors hoger. Ongeveer
vier jaar na instroom neemt de effectiviteit af en stabiliseert de toename in de kans op
werkhervatting zich op zeven procentpunten. Er blijft een positief effect van bemiddeling
bestaan, ook op lange termijn. Dit komt vermoedelijk door padafhankelijkheid: mensen die werk
hebben, hebben meer kans om in een volgende periode ook werk te hebben. Oftewel: het is
makkelijker werk te behouden dan werk te vinden.
… maar ook scholing en beroepskeuzeadvies vergroten de kans op werk
Ook beroepskeuzeadvies en scholing blijken effectief op de lange termijn. Op de zeer korte
termijn is er sprake van een klein lock-in-effect: de kans op werk neemt enigszins af tijdens het
volgen van het traject. Vanaf 12 tot 18 maanden na instroom is er een klein positief effect op de
kans op werk. Wanneer bijstandsgerechtigden beroepskeuzeadvies ontvangen, neemt de kans op
werk twee jaar na instroom toe met ongeveer twee procentpunt, na scholing/training is dit
ongeveer drie procentpunt. Deze cijfers zijn vergelijkbaar met de gevonden effecten in Groot e.a
(2008): plus twee procentpunt na beroepskeuzeadvies, drie procentpunt na training en zeven
procentpunt na scholing. In de huidige studie zijn trainings- en scholingstrajecten behandeld als
één categorie om voldoende observaties over te houden.
Na twee jaar neemt de effectiviteit van beroepskeuzeadvies en scholing nog iets verder toe. Vijf
jaar na instroom neemt de kans op een baan met ongeveer drie procentpunt toe wanneer
beroepskeuzeadvies wordt ingezet (van 36 procent naar 39 procent). Voor bijstandsgerechtigden
die scholing volgen is dit vijf procentpunt (van 33 procent naar 38 procent). Zes jaar na instroom
is het effect van beroepskeuzeadvies niet langer significant. Voor scholing is het effect na zeven
jaar niet meer significant. Bij alle drie de bestudeerde trajecten voor bijstandsgerechtigden is het
effect van het traject op de lange termijn daarom kleiner dan op middellange termijn.
Vorige studies vinden uiteenlopende effecten van inzet van re-integratie-instrumenten
voor WW’ers op de korte termijn
Verschillende studies hebben in het verleden het effect van re-integratietrajecten voor WW’ers op
de kans op werk bestudeerd. Deze studies kijken allemaal naar effecten op korte termijn. Op
korte termijn leiden oriëntatie en bemiddeling voor WW’ers tot een verkorting van de
baanzoekduur van vijf procent en drie procent (Van der Heul et al., 2003). Scholing vergroot juist
de baanzoekduur op korte termijn met 12 procent. Lechner et al. (2011) geven een verklaring
voor het verschil in kortetermijneffectiviteit tussen trajecten: langer durende en intensieve
trajecten zoals scholing leiden tot een langer lock-in-effect. Ook Heyma (2005) vindt een groot
verschil in effectiviteit tussen re-integratie-instrumenten op korte termijn: aanbodversterkende
instrumenten verkleinen de kans op werk met zes procent, terwijl bemiddeling de kans op werk
met 35 procent vergroot. De Graaf-Zijl e.a. (2006) vinden een toename in de kans op werk van
vijf procentpunt, terwijl Groot e.a. (2008) een stijging van 0,9 procentpunt vaststellen, twee jaar
na instroom in de WW. Zij maken geen onderscheid naar type traject.

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

EFFECTEN OP WERK

Toename kans op werk in procentpunten: deelnemers aan re-integratietrajecten
versus niet-deelnemers (■▲●♦ betekent significant op 5%-niveau)

-15

-10

toename in procentpunten
-5
0
5
10

15

Figuur 4.1

17

-24

0

24
48
72
maand sinds instroom in bijstand (2003)
scholing

arbeidsbemiddeling

-15

-10

toename in procentpunten
-5
0
5
10

15

beroepskeuzeadvies

96

-24

0

48
24
maand sinds instroom in WW (2003)
vrije ruimte

96
IRO

-15

-10

toename in procentpunten
-5
0
5
10

15

regulier

72

-60

-36
regulier

Bron:

-12
12
maand sinds instroom in WW (2006)
vrije ruimte

IRO

36

60
scholing

CBS microbestanden, zie bijlage A, berekening SEO Economisch Onderzoek

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

18

HOOFDSTUK 4

Op korte termijn: lock-in-effect groter voor WW’ers dan voor bijstandsgerechtigden
Voor WW’ers is direct duidelijk dat lock-in-effecten een grote rol spelen: voor alle bestudeerde
re-integratietrajecten (regulier, vrije ruimte, IRO, scholing) geldt dat de kans op werkhervatting in
de eerste 12 tot 24 maanden van de werkloosheid sterk negatief beïnvloed wordt door deelname
aan een re-integratietraject. 3 Lechner et al. (2011) vinden een lock-in-effect van 6-24 maanden na
start van het traject, afhankelijk van het type traject. In Figuur 4.1 is de kans op werk gemeten vanaf
het moment van instroom in de WW. Gemiddeld wordt een traject ingezet na 5 tot 6 maanden
WW. Alleen de IRO-trajecten voor de 2003-instroom worden gemiddeld pas na 10 maanden
ingezet. Dat komt omdat IRO-trajecten pas vanaf 2004 beschikbaar zijn. De resultaten komen
daarom overeen met de resultaten in Lechner et al. (2011).
WW’ers zijn relatief kansrijke werkzoekenden, omdat zij recente werkervaring hebben. Van
degenen die in 2003 instroomden en geen traject volgden had ongeveer 42 procent twee jaar later
een baan. Van degenen die in 2006 instroomden was dit 50 procent. Omdat zij ook zonder traject
al een grote kans hebben om uit te stromen, is het lock-in-effect voor hen groter dan voor
bijstandsgerechtigden.
Lock-in-effect in 2006 kleiner door selectievere inzet trajecten
Het lock-in-effect is langer in 2003 dan in 2006. Lock-in-effecten zijn groter voor kansrijke
werkzoekenden ten tijde van hoogconjunctuur (Kluve 2010, Lechner en Wunsch 2009, Lechner
en Wunsch 2011). In 2003 was er juist sprake van een laagconjunctuur – zie Figuur 4.2.
Conjunctuur biedt dus geen verklaring voor het lange lock-in-effect in 2003. In 2003 was het reintegratiebeleid gericht op de zogenaamde Sluitende Aanpak. Hierdoor kregen in 2003 meer
werklozen een re-integratietraject aangeboden dan in 2006 (zie ook Hoofdstuk 3). Wanneer reintegratietrajecten minder selectief worden ingezet, is de kans groot dat ook personen met meer
kans op werk een re-integratietraject krijgen aangeboden. Voor deze meer kansrijke personen is
het lock-in-effect naar verwachting groter. Een vergelijking van de achtergrondkenmerken in
Tabel 3.3 en Tabel 3.5 bevestigt dit vermoeden: de deelnemers aan re-integratietrajecten in 2003
waren bijvoorbeeld hoger opgeleid en hadden meer gewerkt in de periode voor zij werkloos
werden dan de deelnemers in 2006. Ook de duur van het traject kan een rol spelen: langer
durende trajecten veroorzaken een langer lock-in-effect (Lechner et al., 2011). De duur van de
ingezette re-integratietrajecten was in 2003 echter even lang als in 2006 (bron: UWV).
Op lange termijn: de kans op werk voor WW’ers blijvend verhoogd
Op lange termijn is de gemiddelde kans op werk blijvend verhoogd voor deelnemers aan alle reintegratietrajecten. Er zijn wel verschillen: reguliere trajecten en trajecten in de vrije ruimte lijken
het minst effectief voor de deelnemers aan deze trajecten. IRO en scholing zorgen voor een
duidelijk grotere toename van de kans op werk: een toename van meer dan vijf procentpunt op
de lange termijn. De effecten zijn kleiner dan de langetermijneffecten in Lechner et al. (2011): zij
vinden voor de meeste Duitse trajecten een blijvende stijging van de kans op werk van tien
procentpunt, en van 20 procentpunt voor formele herscholing (een intensief traject dat enige
jaren duurt).
3

Gemiddeld duurt een traject voor WW’ers acht maanden (Tempelman et al. 2010). De groep met een reintegratietraject start het traject uiterlijk 12 maanden na instroom in de WW. Het grootste deel van de
WW’ers met re-integratietraject rond het re-integratietraject daarom binnen 20 maanden na instroom in
de WW af.

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

EFFECTEN OP WERK

19

Langetermijneffectiviteit hoger in 2003 dan in 2006: beleid, conjunctuur of deelnemers?
Er zijn verschillen in de langetermijneffecten van de trajecten voor WW’ers die instromen in
2003 en WW’ers die instromen in 2006. Gemeten na vijf jaar zijn alle trajecten in 2003 iets
effectiever dan in 2006. Conjunctuur kan een verklaring vormen voor de grotere effectiviteit van
trajecten die zijn ingezet voor de 2003-instroom. De groepen die in 2003 instroomden in de
bijstand in de WW deden dat in een periode van laagconjunctuur. De vacaturegraad was in 2003
13 en liep daarna snel op tot 29 in 2006 (zie Figuur 4.2). Vanaf 2007 daalde de vacaturegraad
weer zeer snel. Voor degenen die in 2003 zijn ingestroomd, blijven na twee jaar de baankansen
stabiel of stijgen ten opzichte van degenen die geen traject hebben gevolgd, terwijl voor degenen
die in 2006 zijn ingestroomd het effect van het traject juist afneemt na twee jaar. Dit kan komen
doordat in 2003 een periode van laagconjunctuur wordt gevolgd door een periode van
hoogconjunctuur, terwijl dit in 2006 andersom was. Omdat personen die in 2003/2004 een
traject volgen pas later op zoek gaan naar een baan (ten tijde van hoogconjunctuur), hebben zij
op dat moment betere kansen dan wanneer ze direct na instroom in werkloosheid (in
laagconjunctuur) zouden solliciteren. Deze redenering wordt ook gehanteerd door Lechner en
Wunsch (2009). Ook zij vinden een hogere langetermijneffectiviteit wanneer een traject wordt
ingezet ten tijde van laagconjunctuur.
Figuur 4.2

Bron:

In 2003 laagconjunctuur, in 2006 hoogconjunctuur

CBS statline

Toelichting: vacaturegraad: het aantal openstaande vacatures per duizend banen

Vooral voor IRO-trajecten is er nog een mogelijke verklaring voor de hogere effectiviteit van
trajecten in 2003: de deelnemers aan IRO-trajecten in 2003 zijn niet dezelfde als de deelnemers
aan IRO-trajecten in 2006. IRO-trajecten werden in 2003 zeer selectief ingezet voor een
specifieke groep WW’ers, terwijl in 2006 IRO-trajecten werden ingezet voor een grote en minder
selectieve groep WW’ers. 4 Mogelijk was de inzet van IRO-trajecten juist voor de selectieve groep
4

In 2003 was zonder traject van de WW’ers met dezelfde kenmerken na twee jaar 46 procent aan het werk,
tegen 42 procent van degenen met dezelfde kenmerken als deelnemers aan een regulier traject. In 2006
was de baankans voor WW’ers zonder traject met dezelfde kenmerken als degenen met een regulier
traject 50 procent en met een IRO-traject 52 procent. De groep bestond in 2006 dus nog steeds uit
mensen met een relatief hoge baankans, maar het verschil met de groep die een regulier traject volgde was
in 2006 kleiner dan in 2003. De groep was in 2006 dus minder selectief.

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

20

HOOFDSTUK 4

extra effectief. Anderzijds kan het zo zijn dat de deelnemers aan IRO-trajecten in 2003 zodanig
gemotiveerd waren dat zij ook zonder een traject een hogere baankans hadden dan WW’ers
zonder traject, zelfs na correctie voor ‘harde’ kenmerken.

4.3

Totaal aantal maanden werk

Bijstandsgerechtigden: na één tot vier jaar meer maanden gewerkt door deelname traject
De grafieken voor het totaal aantal extra maanden dat bijstandsgerechtigden werken wanneer zij
een re-integratietraject volgen, geven hetzelfde beeld als de grafieken die de kans op werk laten
zien. De kans op werk en het aantal maanden werk zijn immers een-op-een aan elkaar
gerelateerd. Voor arbeidsbemiddeling is er na 12 maanden een positief significant effect op het
aantal gewerkte maanden. In de acht jaar gerekend vanaf het moment van instroom in de bijstand
hebben bijstandsgerechtigden die arbeidsbemiddeling hebben ontvangen gemiddeld 7,3 maanden
extra gewerkt, dan wanneer zij geen re-integratietraject hadden gekregen. Voor
bijstandsgerechtigden met beroepskeuzeadvies is dit 1,5 maand en voor bijstandsgerechtigden die
scholing hebben gevolgd 2,7 maanden, zie figuur 4.3.
WW’ers: na drie tot zes jaar positief effect op aantal gewerkte maanden
Door de lock-in-effecten van de re-integratietrajecten voor de WW’ers duurt het voor WW’ers
iets langer voordat er een positief effect van de re-integratietrajecten op het totaal aantal gewerkte
maanden te zien is. Wel is duidelijk dat ook op deze maatstaf scholing het beste scoort, gevolgd
door IRO-/vrijeruimtetrajecten. Hekkensluiter zijn de reguliere trajecten die pas zes jaar na
instroom in de WW een positief effect laten zien op het aantal gewerkte maanden sinds instroom
in de WW. Merk hierbij wel op dat het effect van de re-integratietrajecten voor WW’ers op het
totaal aantal gewerkte maanden alleen maar toeneemt. Omdat de toename in de kans op werk op
de lange termijn niet afneemt (zie Figuur 4.1), zal de toename in het aantal gewerkte maanden
hoger zijn wanneer nog verder in de toekomst gekeken kan worden.
Degenen die in 2003 in de WW zijn gestroomd en een IRO-traject hadden gevolgd hebben na
acht jaar 3,8 maanden meer gewerkt dan degenen zonder traject. De effecten voor de andere
trajecten waren kleiner en niet significant. Lechner en Wunsch (2011) vinden grotere effecten:
degenen met traject hadden na acht jaar circa 10 maanden meer gewerkt. De trajecten voor
degenen die in 2006 zijn ingestroomd in de WW komen na een periode van acht jaar
vermoedelijk gunstiger uit dan de trajecten voor het cohort 2003, maar minder gunstig dan de
resultaten van Lechner en Wunsch uitwijzen.

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

EFFECTEN OP WERK

Toename totaal aantal maanden werk: deelnemers aan re-integratietrajecten versus
niet-deelnemers (■▲●♦ betekent significant op 5%-niveau)

-1

0

1

toename in maanden
2 3 4 5 6

7

8

Figuur 4.3

21

24
48
72
maand sinds instroom in bijstand (2003)

0

scholing

arbeidsbemiddeling

-1 0

1

toename in maanden
2 3 4 5 6

7

8

beroepskeuzeadvies

96

0

24
48
72
maand sinds instroom in WW (2003)
vrije ruimte

IRO

-1 0

1

toename in maanden
2 3 4 5 6

7

8

regulier

96

0

24
maand sinds instroom in WW (2006)
regulier

Bron:

vrije ruimte

IRO

48
scholing

CBS microbestanden, zie bijlage A, berekening SEO Economisch Onderzoek

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

22

HOOFDSTUK 4

Onderstaande tabel geeft het totaal aantal maanden weer dat deelnemers aan re-integratietrajecten
en niet-deelnemers aan het werk zijn over de gehele waarnemingsperiode.
Tabel 4.1

totaal aantal maanden werk: deelnemers aan re-integratietrajecten versus nietdeelnemers

Instroom in de bijstand in 2003

Beroepskeuzeadvies

Scholing

Arbeidsbemiddeling

zonder traject
na 24 maanden

3,5

2,8

4

na 60 maanden

14,2

13

16,3

na 96 maanden

26,3

24,2

29,8

met traject
na 24 maanden

3,2

2,9

5,6

na 60 maanden

14,8

14,4

21,2

na 96 maanden

27,8

26,9

37,1

Instroom in de WW in 2003

Regulier traject

Vrije ruimte

IRO

zonder traject
na 24 maanden

7,1

7,4

6,7

na 60 maanden

25,6

27,2

27

na 96 maanden

44,8

47,5

47

met traject
na 24 maanden

6

6,4

5,5

na 60 maanden

25,2

27

27,3

na 96 maanden

45,3

48,6

50,8

Instroom in de WW in 2006

Regulier traject

Vrije ruimte

IRO

Scholing

zonder traject
na 24 maanden

8,5

9,4

8,9

9,2

na 60 maanden

26,2

27,8

27,3

28,2

met traject
na 24 maanden

7,8

8,6

8,3

8,8

na 60 maanden

26,1

28,4

28,7

30,8

Bron:

4.4

CBS microbestanden, zie bijlage A, berekening SEO Economisch Onderzoek

Conclusies

Op de lange termijn (in ieder geval vanaf 24 maanden na instroom in de bijstand/WW)
beïnvloeden alle re-integratie-instrumenten de kans op werk positief. Na deze 24 maanden neemt
het effect voor veel re-integratie-instrumenten nog toe, om na maximaal vier jaar op een blijvend
hoger niveau te komen. Het lock-in-effect (verlaging in de kans op een baan tijdens en direct na
het volgen van een traject) speelt vooral bij WW’ers. Zij hebben namelijk ook zonder traject al
een grote kans op een baan.
Vooral de bijstandsgerechtigden die arbeidsbemiddeling ontvangen zijn daar erg mee geholpen:
hun kans op werk verbetert zich op de lange termijn met ongeveer zeven procentpunt.
Soortgelijke effecten worden gevonden voor de inzet van IRO en scholing voor WW’ers.

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

EFFECTEN OP WERK

23

Beroepskeuzeadvies en scholing voor bijstandsgerechtigden, en reguliere trajecten en trajecten in
de vrije ruimte zijn minder effectief.
Het totaal aantal maanden dat gemiddeld extra gewerkt wordt gedurende de acht jaar na instroom
in de bijstand/WW (vijf jaar voor de instroom in de WW in 2006) laat hetzelfde beeld zien:
vooral arbeidsbemiddeling voor bijstandsgerechtigden is zeer effectief met een toename van 7,3
gewerkte maanden gedurende acht jaar. Voor de WW’ers is de toename in het aantal gewerkte
maanden lager, omdat zij meer last hebben van het lock-in-effect en het daarom langer duurt
voordat zij de verlaging van het aantal gewerkte maanden in de eerste jaren na instroom in de
WW hebben gecompenseerd.

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

LANGETERMIJNEFFECTEN VAN RE-INTEGRATIE

5

25

Effect op kwaliteit van de baan

Trajecten hebben een positief effect op de duurzaamheid van banen voor bijstandsontvangers die in 2003 zijn
ingestroomd. WW’ers vinden niet altijd meer duurzame banen na deelname aan een traject. Inzet van reintegratietrajecten zorgt niet voor verandering in de kans op een goed uurloon (tenminste 90 procent van het
laatstverdiende loon) voor bijstandsgerechtigden. Voor WW’ers neemt de kans op een goed uurloon af.
Een vergroting van de baankans is niet het enige belangrijke effect van de inzet van reintegratiemiddelen. Wanneer werklozen snel een baan accepteren in een poging om deelname aan
een re-integratietraject te vermijden of te verkorten, kan het zijn dat zij banen accepteren waar ze
snel weer weg willen/worden ontslagen of waar ze weinig betaald krijgen. Ook is het onwenselijk
wanneer werklozen als gevolg van het lock-in-effect juist later een baan vinden, waardoor ze
genoegen moeten nemen met een lager loon. Dit hoofdstuk gaat in de volgende paragrafen
achtereenvolgens in op drie aspecten van kwaliteit:
• Duurzaamheid baan: kans op werk voor ten minste zes maanden op rij
• Kans dat uurloon van het nieuwe werk tenminste 90 procent van het oude salaris bedraagt
• Jaarlijkse inkomsten uit arbeid (loon)

5.1

Duurzaamheid baan: kans op werk voor ten
minste zes maanden op rij

Vaker duurzaam werk voor bijstandsgerechtigden
De toename in de kans op duurzaam werk (werk dat ten minste zes maanden duurt) is voor alle
re-integratietrajecten minstens net zo hoog als de toename in de kans op werk. De deelnemers
aan re-integratietrajecten vinden dus vaker werk, en wanneer zij werk vinden is dit vaker
duurzaam dan wanneer ze niet aan een re-integratietraject hadden deelgenomen. Dit is in
overeenstemming met het resultaat gevonden in Blasco en Rosholm (2011). Zij vinden dat de
inzet van re-integratietrajecten voor mannelijke WW’ers in Denemarken leidt tot een verlenging
van de duur van de gevonden baan met tien procent. Ook in Frankrijk zorgen reintegratietrajecten voor stabielere banen (Crépon e.a. 2012).
Vooral de duurzaamheid van de banen die volgen nadat een bijstandsgerechtigde is geschoold
valt op: acht jaar na instroom is de kans op een duurzame baan ongeveer 7,1 procentpunt hoger
dan zonder traject. De toename in de kans op een baan is minder dan de helft (2,4 procentpunt)
en bovendien insignificant. Dit kan verschillende oorzaken hebben: scholing kan ervoor zorgen
dat de bijstandsgerechtigde een baan vindt die beter aansluit bij zijn huidige interesses en talenten,
waardoor de baan langer vol te houden is. Aan de andere kant kan scholing ervoor zorgen dat
een bijstandsgerechtigde aantrekkelijker wordt voor de nieuwe werkgever, of dat de
bijstandsgerechtigde gaat werken in een sector waar een tekort aan arbeidskrachten heerst. Ook
dan is de kans groter dat de gevonden baan duurzaam kan worden voortgezet.

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

26

HOOFDSTUK 5

Toename kans op werk voor ten minste zes maanden op rij in procentpunten:
deelnemers aan re-integratietrajecten versus niet-deelnemers (■▲●♦ betekent
significant op 5%-niveau)

-15

-10

toename in procentpunten
5
10
-5
0

15

Figuur 5.1

96

72
24
48
maand sinds instroom in bijstand (2003)

0

scholing

arbeidsbemiddeling

-15

-10

toename in procentpunten
-5
0
5
10

15

beroepskeuzeadvies

96

48
72
24
maand sinds instroom in WW (2003)

0

vrije ruimte

IRO

-15

-10

toename in procentpunten
-5
0
5
10

15

regulier

0

24
maand sinds instroom in WW (2006)
regulier

Bron:

vrije ruimte

IRO

CBS microbestanden, zie bijlage A, berekening SEO Economisch Onderzoek

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

48
scholing

EFFECT OP KWALITEIT VAN DE BAAN

27

Trajecten voor WW’ers leiden tot meer duurzaam werk, vooral voor instroom in 2006
Ook voor WW’ers leiden trajecten tot meer duurzaam werk. Voor WW’ers die instromen in 2006
is de kans op duurzaam werk groter dan de kans op werk. Voor WW’ers die in 2003 instromen is
het andersom: het effect van trajecten op de kans op duurzaam werk is kleiner dan het effect op
de kans op werk. Vooral voor degenen met een IRO-traject is het verschil groot.

5.2

Kans op een goed uurloon: ten minste 90 procent
van oude uurloon

Geen verschil in kans op een goed uurloon voor bijstandsgerechtigden
Wanneer een bijstandsgerechtigde een baan vindt, is de kans dat deze baan ten minste 90% van
het laatstverdiende salaris betaalt ongeveer 55-60 procent (zie Tabel B.3). Voor
bijstandsgerechtigden veroorzaakt het volgen van een re-integratietraject vrijwel geen verandering
in de kans dat het uurloon van het nieuwe werk ten minste 90 procent van het oude uurloon (het
uurloon 1 of maximaal 2 jaar voor instroom in de bijstand) bedraagt. De extra personen die als
gevolg van deelname aan een traject een baan vinden hebben dus ook een kans van 55-60
procent dat deze baan een uurloon betaalt van ten minste 90 procent van hun oude uurloon.
WW’ers na deelname aan een traject minder vaak een goed uurloon
Wanneer WW’ers een re-integratietraject starten en een baan vinden, verdienen zij minder vaak
ten minste 90 procent van het oude uurloon dan wanneer zij geen traject waren gestart en een
baan hadden gevonden. Voor de meeste groepen is het effect bescheiden: een daling van de kans
op een goed salaris met maximaal zes procentpunten. WW’ers die in 2006/2007 deelnemen aan
een traject in de vrije ruimte hebben echter een sterk lagere kans op een goed salaris wanneer zij
een traject volgen: zij accepteren sneller banen waarin zij weinig betaald krijgen.
Na het volgen van een traject accepteren WW’ers dus blijkbaar sneller een baan met een lager
loon: hun reserveringsloon neemt af. Dit kan verschillende oorzaken hebben:
1. Lock-in-effect
Door het lock-in-effect vinden deelnemers aan trajecten later een baan. Ze zijn al langer werkloos
en kunnen dus minder eisen stellen. Black e.a. (2003) vinden dat een snelle terugkeer op de
arbeidsmarkt gepaard gaat met hogere lonen. De WW’ers die niet deelnamen aan een traject
hebben bovendien al een periodiek ontvangen op het moment dat de deelnemers een nieuwe
baan vinden.
2. Direct effect van traject op keuzes werklozen
Een traject kan ervoor zorgen dat een werkloze zich (ook) gaat oriënteren op andere functies dan
de functie waarin hij voorheen werkzaam was. De opgedane werkervaring in de oude functie telt
dan minder mee, waardoor hij met een lager loon genoegen moet nemen.
3. Selectie-effect
Door het volgen van een traject vinden meer werklozen een baan. De meest kansrijke werklozen
zouden ook zonder een traject een baan (op hun oude niveau) hebben gevonden. De extra
werklozen die door het traject een baan vinden zijn dus de minder kansrijken: het traject zorgt
voor zicht op een baan, maar niet op een baan tegen het oude (hoge) salaris.

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

28

HOOFDSTUK 5

4. Dreigeffect
Door het dreigeffect gaan werklozen harder op zoek naar werk of accepteren een lager loon om
deelname aan een traject te vermijden. Voor verplichte trajecten neemt de kans op werk sterk toe
al voordat een traject wordt gestart (Amilon 2010, Geerdsen 2006, Rosholm en Svarer 2008). Het
dreigeffect kan de lagere lonen van WW’ers die al deelnemen aan re-integratietrajecten niet
verklaren. Verplichte trajecten hebben echter ook vlak na start van het traject nog een
‘dreigeffect’, en dit effect is groter wanneer deelnemers hogere (reis)kosten ervaren om het traject
te kunnen volgen (Graversen en van Ours, 2009). De trajecten voor WW’ers hebben niet altijd
een verplichtend karakter. In sommige gevallen neemt de werkloze zelf het initiatief om
bijvoorbeeld een budget aan te vragen voor een Individuele Re-integratie Overeenkomst. Het is
daarom in ieder geval voor IRO-trajecten niet waarschijnlijk dat het dreigeffect een verklaring
biedt voor de lagere kans op een goed uurloon.
Tabel 5.1
Toename kans dat uurloon van het nieuwe werk ten minste 90% van het oude
uurloon bedraagt (in procentpunten): deelnemers aan re-integratietrajecten versus niet-deelnemers
Instroom in de bijstand in 2003

Beroepskeuzeadvies

Scholing

Arbeidsbemiddeling

1 kalenderjaar na instroom

-0,6

-2,1

+2,8

2 kalenderjaar na instroom

-4,9

+1,0

+4,9

3 kalenderjaar na instroom

-4,2

-4,5

+1,4

4 kalenderjaar na instroom

-4,5

-0,6

+4,0

5 kalenderjaar na instroom

-1,8

-1,6

+3,5

6 kalenderjaar na instroom

-1,3

-1,0

+1,0

7 kalenderjaar na instroom

-2,1

-0,1

+0,5

Instroom in de WW in 2003

Regulier traject

Vrije ruimte

IRO

1 kalenderjaar na instroom

-3,9*

-7,0*

-6,0

2 kalenderjaar na instroom

-4,6*

-1,3

-4,2

3 kalenderjaar na instroom

-4,4*

-0,5

-1,1

4 kalenderjaar na instroom

-3,7*

-2,3

+1,3

5 kalenderjaar na instroom

-3,1*

-1,4

+3,5

6 kalenderjaar na instroom

-3,6*

-1,9

+0,8

7 kalenderjaar na instroom

-3,1*

-3,5

+1,9

Instroom in de WW in 2006

Regulier traject

1 kalenderjaar na instroom
2 kalenderjaar na instroom

Vrije ruimte

IRO

Scholing

-5,4*

-22,0*

-2,2

-6,3*

-6,0*

-20,5*

-3,8*

-5,5*

3 kalenderjaar na instroom

-4,7*

-14,6*

-3,3*

-5,1*

4 kalenderjaar na instroom

-5,1*

-9,5*

-2,2*

+1,1

Bron:

CBS microbestanden, zie bijlage A, berekening SEO Economisch Onderzoek

Toelichting:Alleen personen voor wie zowel een oud als een nieuw salaris is geobserveerd zijn meegenomen in
de berekeningen. Een oud salaris is geobserveerd wanneer een persoon in ten minste één van de twee jaar
voor instroom in de bijstand/WW werk heeft. Een nieuw salaris is geobserveerd wanneer een persoon in het
betreffende kalenderjaar na instroom in de bijstand/WW werk heeft.
De vergelijking tussen het oude en nieuwe uurloon is gebaseerd op reële uurlonen. De uurlonen zijn
gecorrigeerd voor inflatie door gebruik te maken van de inflatiecijfers van het CBS (Statline:
Consumentenprijzen; inflatie van 1963).
Een negatief getal geeft aan dat na het volgen van het re-integratietraject het percentage personen dat een
baan vindt met een uurloon van ten minste 90% het oude uurloon afneemt. * betekent significant op 5%-niveau.

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

EFFECT OP KWALITEIT VAN DE BAAN

5.3

29

Jaarlijkse inkomsten uit arbeid

Het effect op het gemiddelde jaarloon is samengesteld uit een aantal componenten: (i) het effect
op de kans op werk (ii) het effect op het aantal gewerkte uren in een jaar en (iii) het effect op het
uurloon.
Bijstandsgerechtigden
Het gemiddelde jaarlijkse loon van de bijstandsgerechtigden volgt de daling en vervolgens de
stijging in de kans op werk in Figuur 4.1. Personen die arbeidsbemiddeling ontvangen verdienen
direct na instroom in de bijstand al meer dan wanneer zij geen traject hadden gevolgd, terwijl de
deelnemers aan beroepskeuzeadvies en scholing ongeveer twee kalenderjaren moeten wachten
voordat het volgen van hun traject vruchten afwerpt.
Tabel 5.2

Jaarlijkse stijging brutoloon deelnemers aan re-integratietrajecten versus nietdeelnemers: bijstandsgerechtigden

Instroom in de bijstand in 2003

Scholing

Arbeidsbemiddeling

1 kalenderjaar na instroom

-€ 369*

-€ 390

€ 1.195*

2 kalenderjaar na instroom

-€ 163

€ 11

€ 2.154*

3 kalenderjaar na instroom

€ 229

€ 764

€ 2.039*

4 kalenderjaar na instroom

€ 363

€ 851

€ 1.963*

5 kalenderjaar na instroom

€ 559

€ 988

€ 1.630*

6 kalenderjaar na instroom

€ 427

€ 772

€ 2.066*

7 kalenderjaar na instroom

€ 335

€ 881

€ 2.179*

Bron:

Beroepskeuzeadvies

CBS microbestanden, zie bijlage A, berekening SEO Economisch Onderzoek

Toelichting:De personen zonder inkomsten uit arbeid zijn meegeteld als nullen in de berekening van de
gemiddelde loonkosten.
* significant op 5%-niveau.

WW’ers
Ook bij WW’ers is het effect op het gemiddelde loon een weerspiegeling van het effect op werk:
het gemiddelde loon neemt het meest toe na volgen van IRO of scholing, en het minst na volgen
van een regulier traject. Voor de WW’ers die in 2006 instromen en een regulier traject ontvangen,
is er zelfs een negatief effect op het gemiddelde loon, terwijl er een positief effect is op de kans
op werk. Dit betekent dat een WW’er die een regulier traject ontvangt daardoor vaker een baan
vindt, maar in die baan gemiddeld minder verdient dan wanneer hij niet had deelgenomen aan
een re-integratietraject.

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

30

HOOFDSTUK 5

Tabel 5.3

Jaarlijkse stijging brutoloon deelnemers aan re-integratietrajecten versus nietdeelnemers: WW’ers

Instroom in de WW in 2003

Regulier traject

Vrije ruimte

IRO

1 kalenderjaar na instroom

-€1.260*

-€1.649*

-€1.812*

2 kalenderjaar na instroom

-€425*

-€450

-€377

3 kalenderjaar na instroom

€6

€103

€1.017

4 kalenderjaar na instroom

€292

€484

€2.027

5 kalenderjaar na instroom

€440*

€712

€3.238*

6 kalenderjaar na instroom

€371*

€969

€3.517*

7 kalenderjaar na instroom

€307

€942

€4.250*

Instroom in de WW in 2006

Regulier traject

Vrije ruimte

IRO

1 kalenderjaar na instroom

-€1.089*

-€1.418*

-€1.424*

-€848*

2 kalenderjaar na instroom

-€201

€489

€735*

€1.503*

3 kalenderjaar na instroom

-€220

€235

€1.060*

€2.051*

4 kalenderjaar na instroom

-€297

-€166

€1.094*

€1.731*

Bron:

Scholing

CBS microbestanden, zie bijlage A, berekening SEO Economisch Onderzoek

Toelichting: De personen zonder inkomsten uit arbeid zijn meegeteld als nullen in de berekening van de
gemiddelde loonkosten.
* significant op 5%-niveau.

5.4

Conclusies

Trajecten leiden tot een hogere kans op een duurzame baan. Dit geldt sterker voor
bijstandsgerechtigden en WW’ers die in 2006 zijn ingestroomd dan voor WW’ers die in 2003 zijn
ingestroomd.
Voor WW’ers neemt daarnaast de kans op een goed uurloon (ten minste 90% van het
laatstverdiende uurloon) af wanneer zij een traject volgen. Ze zijn na het volgen van een traject
vaker bereid om een lager salaris te accepteren.

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

LANGETERMIJNEFFECTEN VAN RE-INTEGRATIE

6

31

Effect op uitkeringsafhankelijkheid

Hoewel trajecten gemiddeld leiden tot een hogere baankans, leiden zij niet tot minder uitkeringsafhankelijkheid.
Alleen arbeidsbemiddeling voor bijstandsgerechtigden die in 2003 zijn ingestroomd leidt tot een significant lagere
uitkeringsafhankelijkheid over een periode van acht jaar na instroom in de bijstand.
De kans op een uitkering is niet het tegenovergestelde van de kans op een baan:
uitkeringsgerechtigden kunnen immers ook uitstromen naar andere situaties dan een baan. Zij
kunnen gaan studeren, samenwonen of vanwege een sanctie hun uitkering kwijtraken. Dit
hoofdstuk gaat in op de verschillen in de kans op een uitkering tussen mensen met en zonder
traject. Daarbij zijn alle uitkeringen samengenomen (WW, bijstand arbeidsongeschiktheid).

6.1

Kans op een uitkering

Alleen arbeidsbemiddeling verlaagt de kans op een uitkering voor WWB’ers
Als gevolg van het deelnemen aan een re-integratietraject neemt de kans op een uitkering minder
sterk af dan de toename in de kans op een baan. Bijstandsgerechtigden die bemiddeld worden
hebben na twee jaar wel een lagere kans op een uitkering. Na 24 maanden heeft van degenen die
worden bemiddeld 58 procent een uitkering en van degenen zonder traject 66 procent. Voor
bijstandsgerechtigden die deelnemen aan scholing of beroepskeuzeadvies is er zelfs zowel een
stijging van de baankans als een stijging van de kans op een uitkering 24 maanden na instroom.
Na 24 maanden is er geen effect meer, terwijl de kans op een baan nog wel hoger is wanneer
scholing of beroepskeuzeadvies is gevolgd.
Degenen zonder traject vinden dus minder snel een baan, maar degenen met een
beroepskeuzetraject of een scholingstraject stromen in de eerste twee jaar wel sneller uit naar een
situatie waarin zij geen uitkering ontvangen. Een verklaring kan liggen in het gedrag na de
aankondiging van een traject. Mogelijk zeggen de “niet-willers” in een dergelijk geval hun
uitkering op of wordt een sanctie opgelegd, waardoor hun uitkering beëindigd wordt. Deze
mensen komen in de controlegroep terecht, waardoor degenen in de controlegroep sneller
uitstromen naar een andere situatie dan werk. Aanwijzingen voor deze hypothese zijn te vinden
in een rapport van de Rekenkamer Tilburg. De Rekenkamer is op basis van dossieronderzoek
onder 100 bijstandsgerechtigden (55 met en 45 zonder traject) nagegaan wat er met de cliënten is
gebeurd. Van degenen die een traject hadden gevolgd, had 31 procent een baan gevonden en was
29 procent uitgestroomd naar een andere situatie dan werk. Van degenen die geen traject hadden
gevolgd, was 27 procent uitgestroomd naar werk en 51 procent naar een andere situatie dan werk.
Die andere redenen dan werk konden zijn:
• overlijden
• detentie
• verhuisd
• verwijtbaar gedrag
• studie
• andere inkomsten

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

32

HOOFDSTUK 6

WSW
Het grootste verschil tussen de groep met en zonder traject waren degenen die waren
uitgestroomd vanwege verwijtbaar gedrag: dit waren er zes in de groep zonder traject en nul in de
groep met traject. Als voorbeeld wordt genoemd een cliënt die een sollicitatieplicht kreeg
opgelegd en waarbij wegens onvoldoende medewerking de uitkering was beëindigd. Ook
stroomden degenen zonder traject vaker uit vanwege andere inkomsten. Mogelijk dat het
verwerven van andere inkomsten (bijvoorbeeld door te gaan samenwonen) een reden kan zijn om
geen traject te volgen (Kok en Houkes, 2011).
•

Trajecten voor WW’ers leiden op lange termijn niet tot lagere uitkeringsafhankelijkheid
Ook voor WW’ers zien we wel dat in de eerste maanden de kans op een uitkering toeneemt
(lock-in-effect), maar later zien we niet dat de kans op een uitkering afneemt. Dit betekent dat
ook met de inzet van re-integratietrajecten voor WW’ers niet bespaard wordt op de
uitkeringslasten. Voor deelnemers aan een regulier traject is er zelfs een blijvend positief effect
om een uitkering te ontvangen. Na 24 maanden is de kans op een uitkering voor de groep met
een regulier traject die in 2003 is ingestroomd 54 procent en na acht jaar 29 procent. Voor
degenen zonder traject zijn deze kansen 51 procent en 28 procent. Voor degenen die in 2006 zijn
ingestroomd is na twee jaar de kans op een uitkering voor degenen met een regulier traject 41
procent en na vijf jaar 47 procent. Zonder traject zijn deze kansen lager, respectievelijk 40
procent en 43 procent. Het kan zijn dat deelnemers aan deze trajecten wel vaker een baan vinden,
maar ook weer vaker terugvallen in de WW-uitkering, terwijl zij anders werkloos zouden blijven
en na verloop van tijd geen recht meer zouden hebben op een uitkering (bijvoorbeeld vanwege
partnerinkomen of vermogen).

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

EFFECT OP UITKERINGSAFHANKELIJKHEID

Toename kans op een uitkering (bijstand, WW en/of arbeidsongeschiktheidsuitkering): deelnemers aan re-integratietrajecten versus niet deelnemers (■▲●♦
betekent significant op 5%-niveau)

-10

toename in procentpunten
-5
0
5

10

Figuur 6.1

33

-24

0

24
48
72
maand sinds instroom in bijstand (2003)
scholing

arbeidsbemiddeling

-10

toename in procentpunten
-5
0
5

10

beroepskeuzeadvies

96

-24

0

24
48
maand sinds instroom in WW (2003)
vrije ruimte

96
IRO

-10

toename in procentpunten
-5
0
5
10

regulier

72

-60

-36
regulier

Bron:

-12
12
maand sinds instroom in WW (2006)
vrije ruimte

IRO

36

60
scholing

CBS microbestanden, zie bijlage A, berekening SEO Economisch Onderzoek

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

34

6.2

HOOFDSTUK 6

Totaal aantal maanden uitkering

Alleen arbeidsbemiddeling leidt voor WWB’ers tot een afname van het aantal maanden
uitkering
Het totaal aantal maanden dat een uitkering wordt ontvangen, is op korte termijn hoger wanneer
een bijstandsgerechtigde een re-integratietraject volgt. Bij arbeidsbemiddeling is dit van korte
duur: 24 maanden na instroom in de bijstand is het gemiddeld aantal maanden dat een deelnemer
gebruik heeft gemaakt van een uitkering significant lager (- vier maanden) dan wanneer hij geen
re-integratietraject had gevolgd. Voor scholing en beroepskeuzeadvies geldt dit niet: na acht jaar
hebben beide trajecten geen effect op het gemiddeld aantal maanden dat van de bijstand gebruik
is gemaakt.
Alleen IRO-trajecten voor WW’ers ingestroomd in 2003 leiden tot minder
uitkeringsafhankelijkheid over een periode van acht jaar
Het totaal aantal maanden waarin een deelnemer aan een re-integratietraject een WW-uitkering
ontvangt neemt toe als gevolg van het re-integratietraject. De effecten zijn echter klein: zes jaar
na instroom in de WW heeft het re-integratietraject ervoor gezorgd dat de WW’er één tot twee
maanden extra gebruik heeft gemaakt van een uitkering. Het volgen van een IRO-traject
daarentegen, vermindert de uitkeringsafhankelijkheid over een periode van acht jaar met ruim
drie maanden.

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

EFFECT OP UITKERINGSAFHANKELIJKHEID

Toename totaal aantal maanden in een uitkering (bijstand, WW, en/of
arbeidsongeschiktheidsuitkering): deelnemers aan trajecten versus niet-deelnemers
(■▲●♦ betekent significant op 5%-niveau)

-4

-3

toename in maanden
-2 -1 0
1

2

3

Figuur 6.2

35

0

24
48
72
maand sinds instroom in bijstand (2003)
scholing

arbeidsbemiddeling

-4

-3

toename in maanden
-2 -1 0
1

2

3

beroepskeuzeadvies

96

0

24
48
72
maand sinds instroom in WW (2003)
vrije ruimte

IRO

-4

-3

toename in maanden
1
-2 -1 0

2

3

regulier

96

0

24
maand sinds instroom in WW (2006)
regulier

vrije ruimte

IRO

48
scholing

Bron: CBS microbestanden, zie bijlage A, berekening SEO Economisch Onderzoek

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

36

6.3

HOOFDSTUK 6

Aantal keren terugval in de uitkering

Trajecten zorgen niet voor minder terugval in de uitkering
Er is geen significant effect van deelname aan een traject op de terugval in de uitkering. Dit
bevestigt een aantal eerder getrokken conclusies: (1) de kans op werk neemt toe en (2) de
duurzaamheid van de baan neemt toe. Wanneer meer banen worden gevonden, is de kans groter
dat men weer terugvalt in de bijstand. Iemand die de bijstand nooit verlaat valt immers ook niet
terug. Doordat de banen die de bijstandsgerechtigden vinden na het aanbod van
beroepskeuzeadvies, scholing of arbeidsbemiddeling ook duurzaam zijn, neemt hun kans om
terug te vallen in een uitkering niet toe. Ook voor degenen die ingestroomd zijn in 2003 hebben
trajecten geen significante invloed op terugval in de uitkering. Voor mensen met een IRO-traject
is er sprake van minder terugval (hoewel niet significant). Mogelijk dat IRO-trajecten in 2003
vooral werden ingezet om te starten als ZZP’er, waardoor deze mensen niet konden terugvallen
op een WW–uitkering.
Voor degenen die zijn ingestroomd in 2006 zorgen alle trajecten ervoor dat ex-WW’ers vaker
terugvallen in een uitkering. Voor IRO en scholing is dat in mindere mate het geval. Zoals gezegd
is dit niet direct een negatief teken: wanneer de kans op een baan toeneemt, neemt de kans op
terugval in de WW immers ook toe. Het verschil tussen 2006 en 2003 kan worden verklaard door
het intreden van de crisis, waardoor terugval in de uitkering is toegenomen.

6.4

Conclusies

Hoewel trajecten op lange termijn leiden tot een hogere baankans, leiden zij niet tot een lagere
uitkeringsafhankelijkheid. Deze resultaten sporen met de resultaten uit (inter)nationale literatuur,
zie Hoofdstuk 2.
Alleen arbeidsbemiddeling voor bijstandsgerechtigden die in 2003 zijn ingestroomd en IROtrajecten voor WW’ers die in 2003 zijn ingestroomd, leiden op de lange termijn tot een significant
lagere kans op een uitkering. Omdat de kans op een baan wel bij alle trajecten toeneemt en de
kans op een uitkering niet afneemt, lijkt het dat mensen die een traject volgen zich minder snel
(formeel) terugtrekken van de arbeidsmarkt. Dit komt vermoedelijk doordat bij degenen zonder
traject mensen zitten die niet willen voldoen aan de sollicitatieplicht of de plicht om aan een
traject mee te werken. Kennelijk wegen voor hen de voordelen van het wel voldoen aan de
sollicitatieplicht of het volgen van een traject niet op tegen de nadelen daarvan. Hun uitkering
wordt door de gemeente of UWV beëindigd of zij kiezen er zelf voor om de uitkering te
beëindigen.

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

EFFECT OP UITKERINGSAFHANKELIJKHEID

Toename aantal keren terugval in een uitkering (bijstand, WW en/of
arbeidsongeschiktheidsuitkering): deelnemers aan re-integratietrajecten versus nietdeelnemers (■▲●♦ betekent significant op 5%-niveau)

-.05

toename in aantal keren
0
.05
.1

.15

Figuur 6.3

37

0

24
48
72
maand sinds instroom in bijstand (2003)
scholing

arbeidsbemiddeling

-.05

toename in aantal keren
0
.05
.1

.15

beroepskeuzeadvies

96

48
72
24
maand sinds instroom in WW (2003)

0

vrije ruimte

IRO

-.05

toename in aantal keren
0
.05
.1

.15

regulier

96

0

24
maand sinds instroom in WW (2006)
regulier

Bron:

vrije ruimte

IRO

48
scholing

CBS microbestanden, zie bijlage A, berekening SEO Economisch Onderzoek

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

LANGETERMIJNEFFECTEN VAN RE-INTEGRATIE

7

39

Kosteneffectiviteit

De belangrijkste baat van re-integratietrajecten bestaat uit een toename van de productie doordat
meer mensen aan het werk komen (Kok et al 2006). Een toename van de productie leidt tot een
hoger bruto nationaal product. Daardoor stijgt de welvaart, doordat er meer geconsumeerd kan
worden. Verder zijn er baten in de vorm van meer geluk van degenen die aan het werk komen,
een betere gezondheid en minder criminaliteit. Naast de kosten van het re-integratietraject zijn er
kosten in de vorm van minder vrije tijd van degenen die aan het werk gaan. Omdat de
uitkeringsafhankelijkheid niet vermindert, is er geen besparing op de uitkeringslasten. Bovendien
wordt een besparing op de uitkeringslasten in een maatschappelijke kosten-batenanalyse niet als
baat gerekend maar als herverdeelpost: een besparing op de uitkeringslasten is een baat voor de
belastingbetaler en een kostenpost voor degene die de uitkering niet meer ontvangt.
De toename van de productie is berekend door de toename van het inkomen uit arbeid te
vermeerderen met 30 procent werkgeverslasten. Het bruto inkomen uit arbeid plus de
werkgeverslasten zijn de loonkosten die de werkgever betaalt. De werknemer moet minimaal
zoveel produceren dat de werkgever deze loonkosten terugverdient. Een werknemer die minder
produceert zal niet worden aangenomen.

WWB: alleen arbeidsbemiddeling is kosteneffectief
De productiviteitswinst als gevolg van trajecten voor WWB’ers is na vier jaar voor
scholingstrajecten en arbeidsbemiddeling positief, maar voor beroepskeuzeadvies vrijwel nul (zie
tabel 7.1). Na zeven jaar is de productiviteitswinst voor alle trajecten positief. Vooral
arbeidsbemiddeling levert een forse productiviteitswinst op van € 13.820 over zeven jaar.
De kosten van trajecten voor WWB’ers zijn niet precies bekend. Schattingen lopen uiteen van ca.
€ 3.000 tot ca. € 7.000. Groot et al (2007) schatten de kosten van arbeidstoeleidingstrajecten voor
bijstandsgerechtigden op gemiddeld € 3.210. Deze schatting is gebaseerd op een enquête onder
gemeenten. Tempelman et al (2010) schatten de kosten van WWB-trajecten in 2008 op € 8.000
tot € 12.000. Deze schattingen zijn gebaseerd op administratieve data. Volgens Tempelman et al.
(2010) is het bedrag van € 12.000 een overschatting. Teruggerekend naar het prijspeil 2003
bedragen de kosten van een traject ca. € 6.990. (uitgaande van de kosten van € 8.000 in 2008).
Het ging in beide studies om volledige trajecten, dus niet om afzonderlijke instrumenten. Bij een
groot deel van degenen die een traject hebben gekregen, wordt het eerste instrument gevolgd
door nog een instrument. Als beroepskeuzeadvies het eerste instrument is, dan krijgt daarna 60
procent nog een of meerdere instrumenten, bij scholing 52 procent en bij arbeidsbemiddeling 47
procent (zie Tabel 3.2). Vermoedelijk lopen de kosten van de verschillende trajecten daarom niet
erg veel uit elkaar. Wel zal arbeidsbemiddeling over het algemeen korter duren en daardoor
gemiddeld goedkoper zijn dan beroepskeuzeadvies en scholing.

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

40

HOOFDSTUK 7

Tabel 7.1

Arbeidsbemiddeling voor WWB’ers is kosteneffectief
Beroepskeuzeadvies

Scholing

Productiviteitswinst na 4 jaar

-10

1.270

8.310

Productiviteitswinst na 7 jaar

1.250

3.770

13.820

Kosten traject

3.210 à 6.990

3.210 à 6.990

3.210 à 6.990

Saldo na 4 jaar

-7.000 à -3.220

-5.720 à -1.940

1.320 à 6.990

Saldo na 7 jaar

-5.740 à -1.960

-3.220 à 560

6.840 à 10.610

Bron:

Arbeidsbemiddeling

CBS microbestanden, zie bijlage A, berekening SEO Economisch Onderzoek

Toelichting: De totale productiviteitswinst is berekend door de stijging (daling) in de brutolonen te vermeerderen
met 30% werkgeverslasten en vervolgens een discontovoet van 5,5% toe te passen. De kosten van € 6.990
zijn berekend op basis van de kosten per gestart traject in 2008 (Tempelman et al. 2010), verminderd met een
loonkostenstijging van 14,5% in de zakelijke en persoonlijke dienstverlening in de periode 2003-2008
(www.statline.nl).

Arbeidsbemiddeling blijkt na vier jaar al kosteneffectief. Beroepskeuzeadvies is na zeven jaar nog
niet kosteneffectief. Scholing kan na zeven jaar kosteneffectief zijn als de kosten minder bedragen
dan € 3.770 per traject.

WW: alleen scholing en IRO kosteneffectief
In termen van productiviteit levert een regulier traject een verlies op van € 1.740 over een periode
van vier jaar na instroom in de WW (instroom 2003). Na zeven jaar is nog steeds sprake van
productiviteitsverlies van € 670. Een regulier traject ingezet voor degenen die in 2006
instroomden in de WW leidt tot € 2.130 verlies aan productiviteit, gemeten over vier jaar. Dit
verlies wordt vooral veroorzaakt door het negatieve lock-in-effect aan het begin van de WWperiode. Een traject in de vrije ruimte levert over vier jaar een productiviteitsverlies op van € 1.940
voor trajecten voor instromers in 2003 en € 1.090 voor trajecten voor instromers in 2006. Over
zeven jaar is sprake van een kleine productiviteitswinst van € 530 (instroom in 2003). IROtrajecten zijn effectiever in termen van productiviteitswinst: € 580 (instroom 2003) dan wel € 1.430
(instroom 2006) over een periode van vier jaar en € 10.920 over zeven jaar (instroom 2003). De
productiviteitswinst van scholing bedraagt vier jaar na instroom in de WW € 4.800.
De kosten van trajecten voor WW’ers liggen tussen de € 2.000 en € 2.500. Groot et al. 2007
schatten de kosten van een gemiddeld traject in 2005 op € 2.150. Tempelman et al (2010)
schatten de kosten in 2008 op € 2.400. Deze cijfers liggen aanzienlijk dichter bij elkaar dan de
schatting van de kosten van WWB-trajecten. De kosten van IRO-trajecten liggen ongeveer 30%
hoger dan die van reguliere trajecten (Schrijvershof et al. 2008). In onderstaande tabel is uitgegaan
van de kosten van € 2.400 voor alle trajecten in 2008. Teruggerekend naar het prijsniveau van
2003 en 2006 komt de prijs van een traject op respectievelijk € 2.100 en € 2.250.
Per saldo levert een regulier traject verlies op, zowel gemeten over een periode van vier jaar als
over een periode van zeven jaar. Het negatieve saldo wordt in de loop der tijd wel minder. Als
gevolg van het lock-in-effect is de eerste jaren sprake van productiviteitsverlies, maar na drie jaar
slaat dit om naar een productiviteitswinst (zie Tabel 5.3). Over een periode van zeven jaar is
echter de productiviteitswinst in de laatste vijf jaar niet voldoende om de verliezen in de eerste
twee jaar goed te maken. Vrijeruimtetrajecten leveren na zeven jaar productiviteitswinst op, maar
niet voldoende om de kosten van het traject goed te maken. IRO-trajecten leveren na vier jaar

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

KOSTENEFFECTIVITEIT

41

nog geen winst op, maar na zeven jaar wel. Scholing ingezet voor de instromers in 2006 levert na
vier jaar al winst op.
Tabel 7.2

Scholing na vier jaar en IRO-trajecten na zeven jaar kosteneffectief

Instroom WW 2003
Productiviteitswinst na 4 jaar

Regulier traject

Vrije ruimte

IRO

-1.740

-1.940

580
10.920

Productiviteitswinst na 7 jaar

-670

530

Kosten traject

2.100

2.100

2.100

Saldo na 4 jaar

-3.840

-4.040

-1.520

Saldo na 7 jaar

-2.770

-1.570

8.820

Regulier traject

Vrije ruimte

IRO

Scholing

Productiviteitswinst na 4 jaar

-2.130

-1.090

1.430

4.800

Kosten traject

2.250

2.250

2.250

2.250

Saldo na 4 jaar

-4.380

-3.340

-820

2.550

Instroom WW 2006

Bron:

CBS microbestanden, zie bijlage A, berekening SEO Economisch Onderzoek

Toelichting: Bedragen in euro’s. De totale productiviteitswinst is berekend door de stijging (daling) in de
brutolonen te vermeerderen met 30 procent werkgeverslasten en vervolgens een discontovoet van 5,5 procent
toe te passen. De kosten zijn berekend op basis van de kosten per gestart traject in 2008 (Tempelman et al.
2011), verminderd met een loonkostenstijging van 14,5/6,6 procent in de zakelijke en persoonlijke
dienstverlening in de periode 2003/2006-2008 (www.statline.nl).

Conclusie
Voor WWB’ers is arbeidsbemiddeling kosteneffectief. Scholing kan na zeven jaar kosteneffectief
zijn als de kosten minder bedragen dan € 3.770. Beroepskeuzeadvies wordt ook na zeven jaar niet
kosteneffectief. Voor WW’ers zijn alleen scholing en IRO-trajecten kosteneffectief. De andere
trajecten verdienen zich niet terug in een periode van zeven jaar, in termen van
productiviteitswinst. Omdat trajecten vaak op korte termijn leiden tot productiviteitsverlies als
gevolg van het lock-in-effect en pas op langere termijn tot productiviteitswinst, nemen de baten
toe naarmate deze over een langere tijdshorizon worden gemeten. De resultaten sporen met de
eerdere kosten-batenanalyse van Kok et al. (2006), waaruit bleek dat trajecten voor WWB’ers en
WW’ers die na zes maanden werden ingezet na vier jaar per saldo geen baten opleverden voor de
maatschappij, maar na tien jaar wel.

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

LANGETERMIJNEFFECTEN VAN RE-INTEGRATIE

8

43

Verschillen tussen groepen

Re-integratietrajecten zijn gemiddeld effectiever voor vrouwelijke bijstandsgerechtigden, maar voor mannelijke
WW’ers. Het verschil in effectiviteit tussen de groepen laag- en hoogopgeleiden, personen met en zonder recente
werkervaring en 25-45 jarigen en 45-55 jarigen is afhankelijk van het type re-integratietraject. Over het algemeen
zijn trajecten effectiever voor personen met een lagere kans op een baan.
Bij het nemen van een beslissing over de inzet van re-integratiemiddelen is het niet alleen
belangrijk om te weten welk re-integratietraject het best kan worden ingekocht. Minstens zo
belangrijk is de vraag op wie het traject zich zou moeten richten om een zo groot mogelijk
rendement te behalen van de investering in de uitkeringsgerechtigde. Dit hoofdstuk geeft een
overzicht van de effectiviteit van re-integratietrajecten uitgesplitst naar verschillende
persoonskenmerken, namelijk:
• Mannen en vrouwen
• Laagopgeleiden en hoogopgeleiden
• Jong (25-45 jaar) en oud (45-55 jaar)
• Wel recent arbeidsverleden en geen recent arbeidsverleden
• Alleenstaanden en samenwonenden
Tabel 8.1 bevat informatie over het effect van de re-integratietrajecten op het totaal aantal
gewerkte maanden op lange termijn. Tabellen met volledige resultaten zijn opgenomen in Bijlage
E.
Box 8.1

Eerdere studies naar verschillen tussen groepen

Uit eerder internationaal onderzoek blijkt dat re-integratietrajecten gemiddeld effectiever zijn voor vrouwen dan
voor mannen (zie voor een overzicht Bergemann en van den Berg, 2006). Bergemann en van den Berg (2006)
beredeneren dat re-integratietrajecten effectiever zijn voor vrouwen, omdat werkloze vrouwen ook alternatieve
tijdsbestedingen (huishouden, zorg voor kinderen) meenemen in hun beslissing om te willen werken. Vrouwen
zijn daarom ofwel minder hard op zoek naar werk, ofwel ze eisen een loon dat hoger ligt dan hun
verdiencapaciteit. Doordat re-integratietrajecten de kansen op de arbeidsmarkt vergroten, is het aantrekkelijker
om op zoek te gaan naar een baan, of kan de baan met een hoger loon worden bereikt. Re-integratietrajecten
kunnen ook effectiever zijn voor vrouwen wanneer zij minder relevante arbeidservaring of sollicitatie-ervaring
hebben, of wanneer zij werkzaam zijn in een sector met hoge werkloosheid. In dat geval hebben vrouwen a
priori een lagere kans op een baan, en kan een re-integratietraject wezenlijk iets toevoegen (sollicitatietraining,
cursussen en omscholing).
Uit onderzoek naar langetermijneffecten van Duitse re-integratietrajecten blijkt dat deze trajecten de gemiddelde
baanvindkans extra sterk vergroten voor personen met een a priori lage kans op een baan (Lechner et al.,
2011). In dit licht valt te verwachten dat trajecten over het algemeen effectiever zijn voor vrouwen,
laagopgeleiden, voor ouderen, en voor mensen zonder recente werkervaring. Het is niet op voorhand te zeggen
of alleenstaanden of samenwonenden/getrouwden betere kansen hebben op de arbeidsmarkt Voor mannen
nemen arbeidsmarktperspectieven toe wanneer zij samenwonen, terwijl de kansen voor vrouwen afnemen.

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

44

HOOFDSTUK 8

Tabel 8.1

Verschillen tussen groepen: extra aantal maanden gewerkt t/m 8 jaar na instroom

WWB-instroom 2003

Beroepskeuzeadvies

Arbeids
bemiddeling

Scholing

Mannen

1,4

3,1

7,6*

Vrouwen

2,6*

1,8

8,6*

Laagopgeleid (basisonderwijs/lbo/mavo/vmbo)

-0,7

4,9*

5,1*

Hoogopgeleid (havo/vwo/mbo/hbo/wo)

1,6

2,1

8,5*

25-45 jaar

0,5

2,7

5,5*

45-55 jaar

0,4

0,8

7,2*

Niet gewerkt in 24 maanden voor instroom

4,2*

7,2*

5,8*

Wel gewerkt in ten minste één van 24 maanden voor
instroom

0,2

1,6

6,6*

Alleenstaand, alleenstaande ouder

-0,5

x

5,4*

Getrouwd, samenwonend, overig huishouden

1,5

3,5*

7,3*

WW-instroom 2003

Vrije ruimte

IRO

Mannen

1,5*

-0,4

4,3

Vrouwen

-0,3

1,4

0,4

Laagopgeleid (basisonderwijs/lbo/mavo/vmbo)

0,3

4,3*

x

Hoogopgeleid (havo/vwo/mbo/hbo/wo)

0,7

0,3

1,2

25-45 jaar

0,7

1,9

0,3

45-55 jaar

-0,2

-0,7

6,6

Niet gewerkt in 3 maanden voor instroom

1,2*

2,4

x

Wel gewerkt in ten minste één van 3 maanden voor
instroom

-0,2

1,2

2,9

Alleenstaand, alleenstaande ouder

0,6

0,3

x

Getrouwd, samenwonend, overig huishouden

0,2

1,1

5,5*

WW-instroom 2006

Regulier

Regulier

Vrije ruimte

IRO

Scholing

Mannen

0,7

2,0

2,0*

2,6*

Vrouwen

-0,1

-0,3

0,8

0,8

Laagopgeleid (basisonderwijs/lbo/mavo/vmbo)

-0,1

-0,3

2,2*

5,4*

Hoogopgeleid (havo/vwo/mbo/hbo/wo)

0,3

0,5

-0,1

1,0*

25-45 jaar

0,3

2,9*

0,8

2,0*

45-55 jaar

-1,0

-1,8

1,2*

3,1*

Niet gewerkt in 3 maanden voor instroom

1,4*

1,1

3,8*

4,3*

Wel gewerkt in ten minste één van 3 maanden
voor instroom

-1,3*

-0,3

-0,5

1,2

Alleenstaand, alleenstaande ouder

-2,3*

x

1,3

1,4

Getrouwd, samenwonend, overig huishouden

0,5

0,0

1,1*

2,2*

Bron:

CBS microbestanden, zie bijlage A, berekening SEO Economisch Onderzoek

Toelichting: Voor trajecten met minder dan 100 deelnemers in de betreffende groep (aangegeven met x) kan de
effectiviteit niet worden berekend.
* significant op 5%-niveau.

Mannen versus vrouwen
Voor bijstandsgerechtigden leidt zowel beroepskeuzeadvies als arbeidsbemiddeling voor vrouwen
tot een grotere stijging in het aantal gewerkte maanden acht jaar na instroom in de bijstand (zie
Tabel 8.1). Wanneer vrouwen na het aanbod van beroepskeuzeadvies of arbeidsbemiddeling een

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

VERSCHILLEN TUSSEN GROEPEN

45

baan vinden is dit vaker een duurzame baan, en is de kans groter dat zij een goed salaris
verdienen (ten minste 90 procent van het vorige uurloon – dit resultaat is niet statistisch
significant op 5%-niveau). Ook wat betreft de kwaliteit van de baan zijn beroepskeuzeadvies en
arbeidsbemiddeling dus effectiever voor vrouwen.
Alle re-integratietrajecten die worden ingezet voor WW’ers die in 2006 instromen (reguliere
trajecten, trajecten in de vrije ruimte, IRO en scholing) zijn effectiever voor mannelijke dan voor
vrouwelijke WW’ers. In vergelijking met vrouwen werken mannen die een traject volgen over een
periode van vijf jaar 1-2 maanden extra (zie Tabel 8.1). De zeer sterke stijging van de
baanvindkans voor mannen na het volgen van een traject in de vrije ruimte (+16,8 procentpunten
op de korte termijn en +9,1 procentpunten op de lange termijn) gaat echter gepaard met een
sterke daling van de kans op een goed salaris. Ook voor WW’ers die in 2003 instromen neemt
voor mannen de kans op werk en het aantal gewerkte maanden zowel op lange als op korte
termijn sterker toe dan voor vrouwen na het volgen van een regulier of IRO-traject. Trajecten in
de vrije ruimte leken in dit jaar iets effectiever voor vrouwen (zie Tabel 8.1).
Laagopgeleiden versus hoogopgeleiden
Laagopgeleide bijstandsgerechtigden hebben meer profijt van scholing dan hoogopgeleide
bijstandsgerechtigden. Voor laagopgeleiden neemt de kans op werk en de kans op een goed
salaris sterk toe. Het verbreden of verdiepen van de kennis en vaardigheden door middel van
scholing is effectief voor laagopgeleide bijstandsgerechtigden. Hoogopgeleiden zijn makkelijker te
bemiddelen, waardoor arbeidsbemiddeling voor deze groep extra effectief is. De kans op werk
neemt zowel op lange termijn als op korte termijn sterk toe, en bovendien zijn de gevonden
banen duurzaam. Ook de kans op een goed salaris neemt toe, terwijl de kans op een uitkering
vooral op korte termijn sterk afneemt.
Voor WW’ers die instromen in 2003 zijn niet veel verschillen in effectiviteit te ontdekken tussen
laag- en hoogopgeleiden. Wel is duidelijk dat trajecten in de vrije ruimte aanzienlijk beter
uitpakten voor laagopgeleiden dan voor hoogopgeleiden: de kans op werk van een laagopgeleide
stijgt sterk, op lange termijn daalt de kans op een uitkering en de gemiddelde inkomsten uit arbeid
nemen toe met ongeveer € 2.800 zeven jaar na instroom in de WW.
Net als bij bijstandsgerechtigden is scholing voor WW’ers die in 2006 instromen effectiever voor
laagopgeleiden dan voor hoogopgeleiden. Voor laagopgeleiden die scholing volgen bedraagt het
gemiddelde extra inkomen uit arbeid € 4.300 vier jaar na instroom in de WW. Daarnaast zorgen
ook IRO-trajecten voor een sterkere verhoging van de baankans bij laagopgeleiden dan bij
hoogopgeleiden. Dit bevestigt de resultaten uit de internationale literatuur, waarin wordt
gevonden dat uitkeringsgerechtigden met een a priori lagere kans op een baan meer profijt
hebben van het volgen van re-integratietrajecten (Lechner et al, 2011).
Jong (25-45 jaar) versus oud (45-55 jaar)
Er zijn geen duidelijke verschillen tussen jong en oud in de effectiviteit van re-integratietrajecten
voor bijstandsgerechtigden. Jongere WW’ers lijken meer baat te hebben bij trajecten in de vrije
ruimte dan ouderen: hun kans op werk neemt zowel op de korte als op de lange termijn
significant toe door het volgen van een traject. De vrijeruimtetrajecten zijn gericht op speciale
doelgroepen, vaak zijn dit uitkeringsgerechtigden met een lage kans op werk. Ouderen die onder

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

46

HOOFDSTUK 8

deze doelgroepen vallen lijken nauwelijks baat te hebben bij het volgen van een traject in de vrije
ruimte, wellicht omdat voor hen de kans op een baan dermate laag is dat een re-integratietraject
niet veel meer kan toevoegen.
Opvallend is dat voor oudere WW’ers scholing wel een effectief middel is om de kans op werk en
daarmee de inkomsten op te schroeven: wellicht zijn het extra gemotiveerde ouderen die bereid
zijn om op latere leeftijd nog een scholingstraject te volgen. Ouderen die in 2003 instromen in de
WW hebben duidelijk iets te winnen bij het volgen van een IRO. Hun kans op werk neemt op de
lange termijn toe met 14,2 procentpunten, en hun gemiddelde inkomen uit arbeid met bijna €
8.000 (ter vergelijking: bij jongeren is dit respectievelijk 2,1 procentpunt en € 500). De IROtrajecten in 2003 zijn echter ingezet bij een kleine en selectieve groep ouderen: in 2006 is de
effectiviteit van IRO-trajecten alweer een stuk lager.
Wel recent arbeidsverleden versus geen recent arbeidsverleden
Een vergelijking tussen bijstandsgerechtigden met en zonder recent arbeidsverleden resulteert in
(kwalitatief) dezelfde resultaten als de vergelijking tussen hoog- en laagopgeleiden:
arbeidsbemiddeling zorgt voor een grotere stijging in het jaarlijkse loon voor hoogopgeleiden,
terwijl scholing en beroepskeuzeadvies juist de lonen en baankansen van laagopgeleiden sterker
doen toenemen.
Er zijn weinig verschillen in de effectiviteit van trajecten voor WW’ers met recent
arbeidsverleden (gewerkt in de drie maanden voor instroom in de WW) en zonder recent
arbeidsverleden (niet gewerkt in de drie maanden voor instroom in de WW). Trajecten die ingezet
zijn voor WW’ers die in 2006 zijn ingestroomd, zijn wel duidelijk effectiever voor personen
zonder recent arbeidsverleden. Zowel reguliere trajecten als IRO’s en scholing laten de kans op
werk voor personen zonder recent arbeidsverleden sterker toenemen dan de kans op werk voor
personen met recent arbeidsverleden. Wanneer werk wordt gevonden, is dit vaker duurzaam
werk, en de kans op een goed salaris neemt na het volgen van een traject in de vrije ruimte of na
scholing toe, terwijl deze kans voor personen met een recent arbeidsverleden afneemt. Het
resultaat is dat alle trajecten leiden tot een grotere verbetering van het inkomen uit arbeid voor
WW’ers zonder recent arbeidsverleden.
Alleenstaanden versus samenwonenden
Eén van de resultaten van het huidige onderzoek is dat werklozen die een traject starten binnen
12 maanden na instroom in de bijstand/WW zich minder snel terugtrekken van de arbeidsmarkt
dan werklozen die geen traject starten. Een mogelijke verklaring is dat werklozen die geen traject
starten de uitkering verliezen of laten stopzetten (omdat zij weigeren een traject te starten, of
omdat ze niet willen voldoen aan de sollicitatieplicht). We verwachten dat dit gedrag minder vaak
optreedt bij alleenstaanden en alleenstaande ouders: zij hebben immers geen partnerinkomen om
op terug te vallen. 5 De resultaten in Tabel E.13, Tabel E.14 en Tabel E.15 ondersteunen deze
hypothese niet: er is geen systematisch verschil in de kans om terug te treden uit de arbeidsmarkt
(geen werk, geen uitkering) tussen alleenstaanden en samenwonenden.

5

Voor bijstandsgerechtigden is dit argument minder sterk dan voor WW’ers: een bijstandsontvanger kan
immers per definitie geen partner hebben met een inkomen boven bijstandsniveau.

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

VERSCHILLEN TUSSEN GROEPEN

47

Conclusie
De resultaten uit dit hoofdstuk zijn over het algemeen in overeenstemming met resultaten uit
eerder (internationaal) onderzoek. Re-integratietrajecten zijn gemiddeld genomen effectiever voor
personen met een a priori lagere kans op een baan (laagopgeleiden en personen zonder recente
werkervaring), en voor vrouwelijke bijstandsgerechtigden. Aan de andere kant lijken Nederlandse
re-integratietrajecten gemiddeld juist effectiever voor mannelijke WW’ers. Ook geldt niet voor
alle trajecten dat zij effectiever zijn voor laagopgeleiden: arbeidsbemiddeling vergroot vooral de
baankansen en looninkomsten van hoogopgeleide bijstandsgerechtigden en van
bijstandsgerechtigden met recente werkervaring. Ook bij ouderen (45-55 jaar) en jongeren (25-45
jaar) wijzen niet alle pijlen in dezelfde richting: jongeren die trajecten volgen in de vrije ruimte
hebben daar meer baat bij dan ouderen, terwijl scholing de kans op een baan voor ouderen extra
vergroot. Ook de IRO-trajecten die in 2003/2004 zijn ingezet waren bijzonder effectief voor
ouderen.

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

LANGETERMIJNEFFECTEN VAN RE-INTEGRATIE

9

49

Conclusies

Bij een vergelijking van de gemeten effectiviteit tussen trajecten moet rekening worden gehouden
met het feit dat de effectiviteit alleen is gemeten voor deelnemers aan trajecten in 2003/2004
(instroom in 2003) en in 2006/2007 (instroom in 2006). Dit betekent dat:
• De omvang van de effecten geldig is voor het re-integratiebeleid in de periode 2003-2007.
Door aanpassing van het re-integratiebeleid kan de effectiviteit van trajecten zijn veranderd.
Zo is na 2003 de sluitende aanpak geleidelijk afgeschaft, waardoor trajecten selectiever werden
ingezet. Verder is in 2004 de WWB ingevoerd, waardoor gemeenten meer belang hadden bij
het selectiever inzetten van re-integratietrajecten.
• De omvang van de berekende effecten is alleen geldig voor de deelnemers en niet-deelnemers
met vergelijkbare kenmerken als de deelnemers. Dat scholing effectiever is dan reguliere
trajecten wil daarom niet zeggen dat scholing ook effectiever geweest zou zijn voor
deelnemers aan reguliere trajecten. Deelnemers aan scholing verschillen namelijk van
deelnemers aan reguliere trajecten.
Bijstandsgerechtigden: arbeidsbemiddeling meest effectief, scholing vooral effectief voor
kansarmen
• Arbeidsbemiddeling voor bijstandsgerechtigden is gemiddeld het meest effectief. Gemiddeld
over alle deelnemers is arbeidsbemiddeling kosteneffectief. Scholing en beroepskeuzeadvies
zijn gemiddeld niet kosteneffectief.
• Voor bijstandsgerechtigden zonder recent arbeidsverleden (niet gewerkt in de twee jaar
voordat zij instromen in de bijstand) is scholing echter effectiever dan arbeidsbemiddeling.
Voor laagopgeleiden is scholing net zo effectief als arbeidsbemiddeling.
• Over het algemeen zijn trajecten effectiever voor relatief kansarmen: vrouwen, laagopgeleiden
en bijstandsgerechtigden zonder recent arbeidsverleden.
Re-integratiemiddelen kunnen dus effectiever worden ingezet door vooral korte trajecten (zoals
arbeidsbemiddeling) in te zetten. Hoe langer een traject duurt, hoe groter het lock-in-effect.
Langer durende trajecten (waarbij eerst beroepskeuzeadvies of scholing wordt ingezet en dan pas
arbeidsbemiddeling) zouden daarom uitsluitend moeten worden voorbehouden aan mensen met
een grote afstand tot de arbeidsmarkt. Doordat zij zonder traject nauwelijks kans maken op een
baan, is voor hen het lock-in-effect klein.
WW’ers: IRO-trajecten en scholing meest effectief, scholing vooral effectief voor
kansarmen
• Voor WW’ers zijn IRO-trajecten en scholing het meest effectief. Voor laagopgeleide WW’ers
is scholing duidelijk effectiever dan een IRO-traject. Hetzelfde geldt voor oudere (45-55
jarige) WW’ers.
• Reguliere trajecten leiden alleen voor WW’ers zonder recent arbeidsverleden (niet gewerkt in
de drie maanden voor instroom in de WW) tot een groter aantal gewerkte maanden vijf jaar
na instroom. Maar ook voor deze personen zijn de andere trajecten (vrije ruimte, IROtrajecten en scholing) effectiever.

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

50

•

Over het algemeen zijn ook trajecten voor WW’ers effectiever voor relatief kansarmen:
laagopgeleiden en WW’ers zonder recent arbeidsverleden. Echter: ook mannelijke WW’ers
profiteren bovengemiddeld van re-integratietrajecten.

WW’ers zijn veel vaker dan WWB’ers kansrijk op de arbeidsmarkt. Voor hen is de kans op een
lock-in-effect daarom groter dan voor WWB’ers. Voor WW’ers geldt dus veel sterker dat
trajecten selectief moeten worden ingezet. In het verleden is dit gelukt voor scholingstrajecten
(2006). Deze trajecten zijn slechts voor een paar honderd mensen ingezet.

Conclusie
Over het algemeen geldt dat re-integratietrajecten effectiever zijn voor uitkeringsgerechtigden
met een lage kans op een baan: laagopgeleiden en mensen zonder recente werkervaring. Dit komt
door het lock-in-effect: doordat werklozen geen baan zoeken tijdens het traject heeft een traject
een negatief effect op de baankans van mensen die uit zichzelf makkelijk een baan hadden
gevonden. Hoe sterker het lock-in-effect, hoe langer het duurt voor het traject zich terugverdient.
Trajecten die geen lock-in-effect kennen, kunnen wel voor de meer kansrijke werklozen worden
ingezet. Dit geldt bijvoorbeeld voor arbeidsbemiddeling voor WWB’ers, die juist effectief is voor
hoogopgeleide bijstandsgerechtigden en bijstandsgerechtigden met recente werkervaring.

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

LANGETERMIJNEFFECTEN VAN RE-INTEGRATIE

51

Literatuur
Arni P., Lalive R., van Ours J.C. (2009). How Effective Are Unemployment Benefit Sanctions?
Looking Beyond Unemployment Exit. IZA Discussion Paper, No. 4509
Berg G. van den, Vikström J. (2009). Monitoring Job Offer Decisions, Punishments, Exit to
Work, and Job Quality", IZA Discussion Paper, No. 4325.
Bergemann A., Fitzenberger B., Speckesser S. (2009), Evaluating the Dynamic Employment
Effects of Training Programs in East Germany Using Conditional Difference-in-Difference.
Journal of Applied Econometrics Vol. 24: pp 797–823
Blanco S., Rosholm M. (2011) The impact of Active Labour Market Policy on postunemployment outcomes: Evidence from a social experiment in Denmark. IZA paper no.
5631
Blasco S., Rosholm M. (2011). The impact of active labour market policy on post-unemployment
outcomes: evidence from a social experiment in Denmark. Aarhus University Working
Paper 11-06
CBS, 2012a, Documentatierapport Werkloosheidsuitkering personen (WWPERSOONBUS),
Den Haag: CBS.
CBS,

2012b,
Documentatierapport
Personen
(BIJSTANDPERSOONBUS), Den Haag: CBS.

met

een

bijstandsuitkering

Crépon B., Ferracci M., Fougère D. (2012). Training the Unemployed in France: How Does it
Affect Unemployment Duration and Recurrence? Annals of Economics and Statistics: 107108 pp 175-199.
Fitzenberger B., Völter R. (2007). Long-run effects of training programs for the unemployed in
East Germany. Labour Economics Vol 14: pp 730-755
Graaf-Zijl M. de, Groot I., Hop J.P. (2006). De weg naar werk. Onderzoek naar de doorstroom
tussen WW, bijstand en werk, voor en na de SUWI-operatie. Amsterdam: SEO Economisch
Onderzoek.
Groot, C. Heyma, A. & Kok L. (2006). Effectiviteit van reïntegratie voor WW’ers. Een
literatuurstudie. Amsterdam: SEO economisch Onderzoek
Groot C., Graaf-Zijl M. de, Hop J.P. , Kok L., Fermin B., Ooms D., Zwinkels W. (2007). Effect
re-integratietrajecten op de uitgaven aan sociale zekerheid. Amsterdam/Hoofddorp: SEO
economisch Onderzoek/TNO

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

52

Groot C., Graaf-Zijl M. de, Hop J.P. , Kok L., Fermin B., Ooms D., Zwinkels W. (2008). De
lange weg naar werk. Beleid voor langdurig uitkeringsgerechtigden in de WW en de WWB.
Den Haag: Raad voor Werk en Inkomen.
Heul, van der H., E.M. Berendsen, van der Eijken B.C.J.L, Vlek R.J.J. (2003). Op weg naar
werk. Een evaluatie van sluitende aanpak in de WW. Amsterdam: UWV.
Heyma A. (2005). Reïntegratie instrumenten voor WW-gerechtigden: behoefte, inzet en effecten.
in E. de Vos en J. van Genabeek (redactie). Verraderlijk effectief; Prestatiemeting van reïntegratie
en activering deel 2. Hoofddorp: TNO-Arbeid.
Heyma A., Van der Werff S. (nog te verschijnen). Werkt persoonlijk contact? Een onderzoek
naar de effectiviteit van re-integratiedienstverlening aan WW-gerechtigden 2008 – 2010.
Amsterdam: SEO Economisch Onderzoek
Huber M., Lechner M., Steinmayer A. (2012). Radius matching on the propensity score with bias
adjustment: finite sample behaviour, tuning parameters and software implementation.
Huber M., Lechner M., Wunsch C. (2013). The performance of estimators based on the
propensity score. Forthcoming Journal of Econometrics. Available online 27 February 2013.
Kok L., Hollanders D., Hop J. (2006). Kosten en baten van reïntegratie. Amsterdam: SEO.
Kok L., Houkes, A. (2011). Gemeentelijk re-integratiebeleid vergeleken. Amsterdam: SEO.
Lalive R., Ours J. van, Zweimüller J. (2008). The Impact of Active Labor Market Programs
on the Duration of Unemployment in Switzerland. The Economic Journal Vol 118: pp 235–257
Lechner M., Wunsch C. (2009). Are Training Programs More Effective When Unemployment is
High? Journal of Labor Economics: 27(4): 653-692.
Lechner M., Miquel R., Wunsch C. (2011). Long-Run Effects of Public Sector Sponsored
Training in West Germany. Journal of European Economic Association. Vol 9(4) pp. 742784
Lechner M., Wunsch C. (2011). Sensitivity of Matching-Based Program Evaluations to the
Availability of Control Variables. IZA DP No. 5553
Van Ours J.C. (2007). Compulsion in Active Labour Market Programmes. National Institute
Economic Review. Vol. 202: pp. 67-78.
Petrongolo B. (2009). The long-term effects of job search requirements: Evidence from the UK
JSA reform. Journal of Public Economics. Vol. 93: pp. 1234–1253
Rosenbaum P.R., Rubin D.B. (1985). Constructing a control group using multivariate matched
sampling methods that incorporate the propensity score. The American Statistician. 39. 3338

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

LITERATUUR

53

Schrijvershof C., Claartje Thijs, Krista Visscher, Leo Aarts (2008). Eindevaluatie IRO. Den
Haag: APE
Tempelman C., Berden C., Kok L. (2010). Kosten en resultaten van re-integratie. Amsterdam:
SEO.
Tanis, O., M. Spijkerman, Ooms D., Houtman J. (2012). Clientstromen in de SUWI-keten 20052008, Rotterdam: SEOR.
Vieveen, E., Roos M. de, Sluiter N., Graham J., Sterk M., Lalta V., Eenkhoorn E. (2012). Aan het
werk met re-integratie ondersteuning. Viermeting uitstroom naar werk, definitieve cijfers,
Den Haag: CBS.
Vikström J., Rosholm M., Svarer M. (2011), The relative efficiency of active labour market
policies: evidence from a social experiment and non-parametric methods. IFAU Working
Paper 2011:7
Vos E. de, Zwinkels W., Heyma A., Klaveren C. van (2008), Handboek meetmethoden voor
effectiviteit van activerend arbeidsmarktbeleid op persoonsniveau, TNO/SEO, Ministerie
van Sociale Zaken en Werkgelegenheid
Wunsch C., Lechner M. (2008). What Did All the Money Do? On the General Ineffectiveness of
Recent West German Labour Market Programmes. KYKLOS. Vol. 61 – 2008 – No. 1: pp
134–174

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

LANGETERMIJNEFFECTEN VAN RE-INTEGRATIE

Bijlage A

55

Databewerkingen

Voor dit onderzoek is een databestand gecreëerd op basis van een groot aantal
microdatabestanden van het Centraal Bureau voor de Statistiek, te weten:
• GIN (gebieden in Nederland) - 2003 en 2006
• Rinadresgwb
- 2011
• GBAadresbus
- 2011
• GBAhuishoudensbus
- 2011
• Baankenmerkenbus
- 2005 en 2006
• MOSA
- 2003_1 t/m 2004_2
• Baanprsjaarbedragtab
- 1999 t/m 2010
• CWItab
- 2002 t/m 2007
• UWVsir_200204_200901
- 2002 t/m 2009
• CWI2001_2005
- 2001 t/m 2005
• Maatwerkbestand re-integratie – 2001 t/m 2011
Het maatwerkbestand re-integratie vormt de basis van het gecreëerde databestand. In het
maatwerkbestand is voor iedere maand in de periode 2001-2011 weergegeven:
• Ontvangst van een uitkering en welk type uitkering
• Startmaand van re-integratieondersteuning (ingezet door gemeenten of UWV)
• Banen
• Demografische gegevens
Het type re-integratieondersteuning komt uit de MOSA voor bijstandsgerechtigden en uit de
UWVsir voor WW’ers. Daarnaast is informatie toegevoegd over opleidingsniveau (CWItab), het
type huishouden en aanwezigheid van kinderen (GBAhuishoudensbus), fase-indeling en
kenmerken van de gezochte baan (CWI2001_2005), baankenmerken per kalenderjaar (brutoloon,
aantal sv-dagen en deeltijdfactor afkomstig uit Baanprsjaarbedragtab), en de cao-sector van de
laatste baan (Baankenmerkenbus). De overige bestanden (GIN, Rinadresgwb, GBAadresbus) zijn
gebruikt om de gemeentecode en gemeentelijke variabelen zoals stedelijkheid van de gemeente op
het moment van instroom in de bijstand/WW te koppelen. Ten slotte is extra informatie gebruikt
op gemeente- en provincieniveau afkomstig van Statline 6.
Er zijn drie groepen geselecteerd:
• Ingestroomd in de bijstand in 2003
• Ingestroomd in de WW in 2003
• Ingestroomd in de WW in 2006
Op deze groepen is nog een aantal selecties uitgevoerd:
Alleen de bijstandsgerechtigden die op het moment van instroom in de bijstand woonden in een
gemeente die gegevens levert aan de MOSA zijn geselecteerd. Voor de personen die instromen in
6

Deze informatie is afkomstig uit: Kerncijfers wijken en buurten 2004-2011. Beroepsbevolking; regio
1996-2006. Beroepsbevolking; kerncijfers provincie

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

56

BIJLAGE A

de bijstand in het jaar 2003 is de inzet van re-integratietrajecten bekend in de MOSA. In 2003
leverden echter niet alle gemeenten gegevens aan de MOSA. Voor personen die woonden in
gemeenten die geen gegevens hebben geleverd, is niet bekend of er wel of niet een reintegratietraject is ingezet. We verwijderen ook de personen voor wie de gemeente op het
moment van instroom in de bijstand niet geïdentificeerd kan worden. Dit laatste doen we ook
voor WW’ers.
Alleen personen met een leeftijd van 25-55 bij instroom in de bijstand/WW zijn geselecteerd.
Voor personen ouder dan 55 gaat de keuze voor pensionering een rol spelen: deze mensen zijn
dan niet meer op zoek naar werk en vinden dus geen baan. We houden geen rekening met de
keuze voor pensionering in de analyse, en daarom nemen we deze personen niet mee.
Alleen de personen die volledig werkloos zijn op het moment dat ze instromen in de
bijstand/WW zijn geselecteerd. Dit betekent dat niemand in de bestudeerde groepen op het
moment van instroom een baan heeft.
We bestuderen niet alle instrumenten die zijn ingezet voor WW’ers en bijstandsgerechtigden.
Wanneer het eerste instrument voor WW’ers sectorale projecten of activerende projecten is,
verwijderen we de observatie Deze personen behoren niet tot de behandelgroep (omdat het
effect van deze instrumenten niet bestudeerd wordt) maar ook niet tot de controlegroep (omdat
ze wel een traject hebben gevolgd). Wanneer het eerste instrument voor bijstandsgerechtigden
gesubsidieerde arbeid, werkplekaanpassing, zorg- of hulpverlening of sociale activering is,
verwijderen we de observatie. Personen met als eerste instrument premies, kinderopvang en
onkostenvergoedingen zijn niet verwijderd uit de dataset: deze instrumenten worden niet
beschouwd als traject.
Voor de WW-instroom in 2006 zijn personen verwijderd die vlak voordat zij WW ontvangen bij
de overheid werkten. Overheidsbedrijven voeren sinds 1 juli 2005 zelf het re-integratiebeleid voor
hun ex-medewerkers uit. Voor ex-medewerkers van overheidsinstellingen kan vanaf dat moment
niet meer worden onderscheiden of en wanneer een re-integratietraject is ingezet. Tot 1 juli 2005
konden overheidsbedrijven zelf kiezen of zij zelf het re-integratiebeleid wilde uitvoeren
(zogenaamde ‘opting out’). Wanneer een overheidsbedrijf hiervoor kiest en een reintegratietraject inzet is dat in het UWVsir-bestand voor 2003 en 2004 weergegeven. Op de WWinstroom in 2003 hoeft daarom geen extra selectie plaats te vinden.

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

LANGETERMIJNEFFECTEN VAN RE-INTEGRATIE

Bijlage B

57

Beschrijvende statistiek

Bijlage B.1 bijstand 2003
Kenmerken bijstandsontvangers met en zonder traject
Tabel B.1

Kenmerken
Geen traject

Beroepskeuze
advies

Scholing

Arbeidsbemiddeling

man

54%

60%

57%

69%

leeftijd

37

37

37

36

fase 1

24%

29%

25%

41%

fase 2/3

37%

42%

51%

40%

fase 4

19%

21%

14%

11%

fase onbekend

19%

9%

10%

8%

basisonderwijs

15%

14%

15%

11%

lbo/mavo/vmbo

28%

30%

30%

28%

mbo/havo/vwo

24%

31%

26%

32%

hbo

7%

9%

11%

12%

wo

5%

6%

6%

10%

opleiding onbekend

21%

9%

11%

8%

allochtoon

57%

58%

67%

63%

eenpersoonshuishouden

34%

39%

32%

42%

aantal maanden werk 24 maanden voor
instroom

6,9

9,1

7,2

10,8

loon 1 jaar voor instroom

€10.240

€11.566

€10.033

€11.900

deeltijdfactor 1 jaar voor instroom

68%

73%

71%

73%

aantal werkdagen 1 jaar voor instroom

135

151

133

148

aantal maanden WW 24 maanden voor
instroom

1,1

1,9

1,6

1,9

aantal maanden bijstand 24 maanden voor
instroom

5,7

2,4

2,5

2,5

aantal maanden arbeidsongeschiktheidsuitkering 24 maanden voor instroom

1,17

0,58

0,35

0,42

aantal maanden geen werk, geen uitkering
24 maanden voor instroom

10,4

11,0

13,3

9,5

duur van laatste werkende periode in
maanden

5

7

5

9

31.424

2.118

680

1.598

aantal observaties

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

58

BIJLAGE B

Kans op werk met en zonder traject
Beschrijvende statistiek: kans op werk

0

.2

.4

.6

.8

1

Figuur B.1

-24

0

72
24
48
maand sinds instroom in bijstand (2003)
geen traject
scholing

beroepskeuzeadvies
arbeidsbemiddeling

Beschrijvende statistiek: totaal aantal maanden werk

0

15

30

45

60

Figuur B.2

96

0

48
72
24
maand sinds instroom in bijstand (2003)
geen traject
scholing

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

beroepskeuzeadvies
arbeidsbemiddeling

96

BESCHRIJVENDE STATISTIEK

59

Kwaliteit van de baan met en zonder traject
Beschrijvende statistiek: kans op werk voor tenminste 6 maanden op rij (cumulatief)

0

.2

.4

.6

.8

1

Figuur B.3

72
48
24
maand sinds instroom in bijstand (2003)

0

geen traject
scholing

Tabel B.2

96

beroepskeuzeadvies
arbeidsbemiddeling

Jaarlijkse inkomsten uit arbeid

Instroom in de bijstand in
2003

Geen traject

Beroepskeuzeadvies

Scholing

Arbeidsbemiddeling

1 kalenderjaar na instroom

€2.517

€1.366

€1.631

€3.484

2 kalenderjaar na instroom

€3.397

€2.908

€3.142

€5.911

3 kalenderjaar na instroom

€4.682

€4.728

€5.179

€7.708

4 kalenderjaar na instroom

€6.070

€6.335

€6.866

€9.565

5 kalenderjaar na instroom

€6.983

€7.588

€7.933

€10.513

6 kalenderjaar na instroom

€6.804

€7.372

€7.681

€10.298

7 kalenderjaar na instroom

€6.478

€6.941

€7.339

€10.012

Noot:

De personen zonder inkomsten uit arbeid zijn meegeteld als nullen in de berekening van de
gemiddelde inkomsten uit arbeid.

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

60

BIJLAGE B

Tabel B.3

Kans dat uurloon van het nieuwe werk ten minste 90 procent van het oude salaris
bedraagt

Instroom in de bijstand in
2003

Geen traject

Beroepskeuzeadvies

Scholing

Arbeidsbemiddeling

1 kalenderjaar na instroom

0,55

0,50

0,52

0,50

2 kalenderjaar na instroom

0,57

0,50

0,56

0,56

3 kalenderjaar na instroom

0,52

0,52

0,48

0,56

4 kalenderjaar na instroom

0,55

0,53

0,53

0,59

5 kalenderjaar na instroom

0,62

0,60

0,59

0,63

6 kalenderjaar na instroom

0,59

0,59

0,57

0,61

7 kalenderjaar na instroom

0,60

0,59

0,60

0,61

Noot: Alleen personen voor wie zowel een oud als een nieuw salaris is geobserveerd, zijn meegenomen in de
berekeningen. Een oud salaris is geobserveerd wanneer een persoon in ten minste één van de twee jaar voor
instroom in de bijstand werk heeft. Een nieuw salaris is geobserveerd wanneer een persoon in het betreffende
kalenderjaar na instroom in de bijstand werk heeft.
De vergelijking tussen het oude en nieuwe uurloon is gebaseerd op reële uurlonen. De uurlonen zijn
gecorrigeerd voor inflatie door gebruik te maken van de inflatiecijfers van het CBS (Statline:
Consumentenprijzen; inflatie van 1963).

Kans op een uitkering
Beschrijvende statistiek: kans op een uitkering

0

.2

.4

.6

.8

1

Figuur B.4

-24

0

24
48
72
maand sinds instroom in bijstand (2003)
geen traject
scholing

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

beroepskeuzeadvies
arbeidsbemiddeling

96

BESCHRIJVENDE STATISTIEK

Beschrijvende statistiek: totaal aantal maanden uitkering

0

15

30

45

60

Figuur B.5

61

0

24
48
72
maand sinds instroom in bijstand (2003)
geen traject
scholing

beroepskeuzeadvies
arbeidsbemiddeling

Beschrijvende statistiek: aantal keren terugval in de uitkering

0

.2

.4

.6

.8

1

Figuur B.6

96

0

48
72
24
maand sinds instroom in bijstand (2003)
geen traject
scholing

96

beroepskeuzeadvies
arbeidsbemiddeling

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

62

BIJLAGE B

Bijlage B.2 WW 2003
Kenmerken WW’ers met en zonder traject
Tabel B.4

Kenmerken
Regulier

Vrije ruimte

IRO

man

Geen traject
58%

59%

57%

69%

leeftijd

38

40

39

42

fase 1

61%

58%

69%

72%

fase 2/3

25%

31%

24%

21%

fase 4

3%

4%

2%

1%

fase onbekend

11%

7%

6%

5%

basisonderwijs

6%

6%

4%

1%

lbo/mavo/vmbo

22%

23%

23%

12%

mbo/havo/vwo

40%

43%

44%

35%

hbo

17%

16%

17%

31%

wo

9%

7%

8%

19%

opleiding onbekend

7%

5%

4%

3%

allochtoon

29%

29%

29%

22%

eenpersoonshuishouden

22%

22%

23%

21%

aantal maanden werk 24 maanden voor
instroom

19

19

20

22

€22.914

€23.918

€24.882

€34.089

loon 1 jaar voor instroom
deeltijdfactor 1 jaar voor instroom

83%

85%

85%

90%

aantal werkdagen 1 jaar voor instroom

202

207

215

232

aantal maanden WW 24 maanden voor
instroom

1,4

0,9

0,9

0,6

aantal maanden bijstand 24 maanden voor
instroom

0,5

0,3

0,3

0,2

aantal maanden arbeidsongeschiktheidsuitkering 24 maanden voor instroom

1,95

2,14

1,54

0,5

aantal maanden geen werk, geen uitkering
24 maanden voor instroom

3,0

3,2

2,7

1,9

WW-recht

19

23

21

24

133.895

25.386

1.574

535

aantal observaties

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

BESCHRIJVENDE STATISTIEK

63

Kans op werk
Beschrijvende statistiek: kans op werk

0

.2

.4

.6

.8

1

Figuur B.7

-24

0

24
48
maand sinds instroom in WW (2003)
geen traject
vrije ruimte

96

regulier
IRO

Beschrijvende statistiek: totaal aantal maanden werk

0

15

30

45

60

Figuur B.8

72

0

48
72
24
maand sinds instroom in WW (2003)
geen traject
vrije ruimte

96

regulier
IRO

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

64

BIJLAGE B

Kwaliteit van de baan
Beschrijvende statistiek: kans op werk voor ten minste 6 maanden op rij (cumulatief)

0

.2

.4

.6

.8

1

Figuur B.9

0

24
48
72
maand sinds instroom in WW (2003)
geen traject
vrije ruimte

Tabel B.5

96

regulier
IRO

Jaarlijkse inkomsten uit arbeid

Instroom in de WW in 2003

Geen traject

Regulier traject

Vrije ruimte

IRO

1 kalenderjaar na instroom

€11.749

€4.528

€5.148

€2.569

2 kalenderjaar na instroom

€13.796

€8.676

€10.037

€11.145

3 kalenderjaar na instroom

€15.990

€11.754

€13.316

€17.528

4 kalenderjaar na instroom

€17.894

€14.329

€15.803

€21.650

5 kalenderjaar na instroom

€19.178

€16.023

€17.504

€24.782

6 kalenderjaar na instroom

€18.803

€15.655

€17.112

€24.562

7 kalenderjaar na instroom

€18.093

€14.921

€16.467

€24.150

Noot:

De personen zonder inkomsten uit arbeid zijn meegeteld als nullen in de berekening van de gemiddelde
inkomsten uit arbeid.

Tabel B.6

Kans dat uurloon van het nieuwe werk ten minste 90 procent van het oude salaris
bedraagt

Instroom in de WW in 2003

Geen traject

Regulier traject

Vrije ruimte

IRO

1 kalenderjaar na instroom

0,55

0,44

0,40

0,41

2 kalenderjaar na instroom

0,58

0,46

0,50

0,43

3 kalenderjaar na instroom

0,61

0,48

0,52

0,49

4 kalenderjaar na instroom

0,64

0,52

0,54

0,56

5 kalenderjaar na instroom

0,68

0,57

0,59

0,62

6 kalenderjaar na instroom

0,69

0,59

0,61

0,62

7 kalenderjaar na instroom

0,68

0,58

0,59

0,62

Noot:

Alleen personen voor wie zowel een oud als een nieuw salaris is geobserveerd, zijn meegenomen in de
berekeningen. Een oud salaris is geobserveerd wanneer een persoon in ten minste één van de twee
jaar voor instroom in de WW werk heeft. Een nieuw salaris is geobserveerd wanneer een persoon in het
betreffende kalenderjaar na instroom in de WW werk heeft.
De vergelijking tussen het oude en nieuwe uurloon is gebaseerd op reële uurlonen. De uurlonen zijn
gecorrigeerd voor inflatie door gebruik te maken van de inflatiecijfers van het CBS (Statline:
Consumentenprijzen; inflatie van 1963).

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

BESCHRIJVENDE STATISTIEK

65

Kans op een uitkering
Beschrijvende statistiek: kans op een uitkering

0

.2

.4

.6

.8

1

Figuur B.10

-24

0

24
48
maand sinds instroom in WW (2003)
geen traject
vrije ruimte

96

regulier
IRO

Beschrijvende statistiek: totaal aantal maanden uitkering

0

10

20

30

40

50

Figuur B.11

72

0

24
48
72
maand sinds instroom in WW (2003)
geen traject
vrije ruimte

96

regulier
IRO

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

66

BIJLAGE B

Beschrijvende statistiek: aantal keren terugval in de uitkering

0

.2

.4

.6

.8

1

Figuur B.12

0

24
48
72
maand sinds instroom in WW (2003)
geen traject
vrije ruimte

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

regulier
IRO

96

BESCHRIJVENDE STATISTIEK

67

Bijlage B.3 WW 2006
Kenmerken WW’ers met en zonder traject
Tabel B.7

Kenmerken
Geen traject

Regulier

Vrije ruimte

IRO

Scholing

man

50%

45%

65%

49%

54%

leeftijd

39

42

42

43

41

basisonderwijs

5%

9%

13%

3%

6%

lbo/mavo/vmbo

19%

25%

24%

17%

22%

mbo/havo/vwo

40%

38%

40%

41%

45%

hbo

14%

8%

8%

19%

11%

wo

6%

2%

3%

8%

5%

opleiding onbekend

16%

19%

12%

12%

11%

allochtoon

29%

37%

32%

23%

31%

eenpersoonshuishouden

20%

18%

19%

21%

22%

aantal maanden werk 24 maanden
voor instroom
loon 1 jaar voor instroom

17

15

€22.167

€20.460

18
€25.879

16
€26.188

16
€23.165

deeltijdfactor 1 jaar voor instroom

80%

81%

88%

83%

83%

aantal werkdagen 1 jaar voor
instroom

191

201

227

201

208

aantal maanden WW 24 maanden
voor instroom

2,7

1,3

1,0

1,5

1,4

aantal maanden bijstand 24
maanden voor instroom

0,7

0,7

0,7

0,4

0,6

aantal maanden
arbeidsongeschiktheids-uitkering 24
maanden voor instroom

2,6

5,2

4,0

4,8

3,3

aantal maanden geen werk, geen
uitkering 24 maanden voor instroom

3,2

3,7

2,4

3,5

3,8

WW-recht

17

20

22

21

20

112.565

6.819

527

7.370

1.152

Aantal observaties

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

68

BIJLAGE B

Kans op werk
Beschrijvende statistiek: kans op werk

0

.2

.4

.6

.8

1

Figuur B.13

-60

-36

-12
12
maand sinds instroom in WW (2006)

geen traject
IRO

vrije ruimte

Beschrijvende statistiek: totaal aantal maanden werk

0

15

30

45

60

Figuur B.14

regulier
scholing

36

0

24
maand sinds instroom in WW (2006)
geen traject
IRO

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

regulier
scholing

48
vrije ruimte

60

BESCHRIJVENDE STATISTIEK

69

Kwaliteit van de baan
Beschrijvende statistiek: kans op werk voor ten minste 6 maanden op rij (cumulatief)

0

.2

.4

.6

.8

1

Figuur B.15

24
maand sinds instroom in WW (2006)

0

geen traject
IRO

Tabel B.8

regulier
scholing

48
vrije ruimte

Jaarlijkse inkomsten uit arbeid

Instroom in de WW in 2006

Geen traject

Regulier traject

Vrije ruimte

IRO

Scholing

1 kalenderjaar na instroom

€14.576

€5.778

€6.433

€7.479

€6.797

2 kalenderjaar na instroom

€17.153

€9.792

€12.156

€13.603

€13.556

3 kalenderjaar na instroom

€16.946

€10.249

€11.813

€14.416

€14.642

4 kalenderjaar na instroom

€16.372

€9.826

€11.632

€14.117

€13.997

Noot: De personen zonder inkomsten uit arbeid zijn meegeteld als nullen in de berekening van de gemiddelde
inkomsten uit arbeid.

Tabel B.9

Kans dat uurloon van het nieuwe werk ten minste 90 procent van het oude salaris
bedraagt

Instroom in de WW in 2006

Geen traject

Regulier traject

Vrije ruimte

IRO

Scholing

1 kalenderjaar na instroom

0,62

0,48

0,33

0,51

0,48

2 kalenderjaar na instroom

0,68

0,54

0,42

0,56

0,57

3 kalenderjaar na instroom

0,69

0,50

0,51

0,60

0,59

4 kalenderjaar na instroom

0,68

0,69

0,45

0,59

0,60

Noot: Alleen personen voor wie zowel een oud als een nieuw salaris is geobserveerd, zijn meegenomen in de
berekeningen. Een oud salaris is geobserveerd wanneer een persoon in ten minste één van de twee jaar voor
instroom in de WW werk heeft. Een nieuw salaris is geobserveerd wanneer een persoon in het betreffende
kalenderjaar na instroom in de WW werk heeft.
De vergelijking tussen het oude en nieuwe uurloon is gebaseerd op reële uurlonen. De uurlonen zijn
gecorrigeerd voor inflatie door gebruik te maken van de inflatiecijfers van het CBS (Statline:
Consumentenprijzen; inflatie van 1963).

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

70

BIJLAGE B

Kans op een uitkering
Beschrijvende statistiek: kans op een uitkering

0

.2

.4

.6

.8

1

Figuur B.16

-60

-36

-12
12
maand sinds instroom in WW (2006)

geen traject
IRO

vrije ruimte

Beschrijvende statistiek: totaal aantal maanden uitkering

0

15

30

45

60

Figuur B.17

regulier
scholing

36

0

24
maand sinds instroom in WW (2006)
geen traject
IRO

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

regulier
scholing

48
vrije ruimte

60

BESCHRIJVENDE STATISTIEK

Beschrijvende statistiek: aantal keren terugval in de uitkering

0

.2

.4

.6

.8

1

Figuur B.18

71

0

24
maand sinds instroom in WW (2006)
geen traject
IRO

regulier
scholing

48
vrije ruimte

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

LANGETERMIJNEFFECTEN VAN RE-INTEGRATIE

Bijlage C

73

Matchingprocedure

In dit onderzoek worden twee groepen met elkaar vergeleken: de groep die wel een reintegratietraject start en de groep die geen re-integratietraject start binnen 12 maanden na
instroom in de WW/bijstand. Het verschil in de kans op werkhervatting tussen deze twee
groepen is de zogenaamde bruto-effectiviteit van het re-integratietraject. Daarmee weten we nog
niet of het re-integratietraject de kans op werkhervatting heeft vergroot. De
uitkeringsgerechtigden die een re-integratietraject hebben gevolgd, kunnen juist de personen zijn
die ook zonder re-integratietraject een hoge kans hadden op de arbeidsmarkt. Dit is bijvoorbeeld
het geval wanneer re-integratietrajecten vooral worden gevolgd door jonge mannen met een WOopleidingsniveau. Om de werkelijke (netto-)effectiviteit te berekenen moet dus worden
gecorrigeerd voor alle kenmerken die zowel de kans op een re-integratietraject, als ook de
werkhervattingskans beïnvloeden.
Propensity score matching (Rosenbaum en Rubin, 1985) is een econometrische techniek
waarmee twee groepen vergelijkbaar gemaakt kunnen worden met betrekking tot
bovengenoemde kenmerken. Een voorwaarde is wel dat informatie beschikbaar is over alle
relevante kenmerken. Voor kenmerken die niet zijn geobserveerd, kan niet worden gecorrigeerd.
Het voordeel van matching boven een parametrische regressie is dat de matchingprocedure geen
aannames maakt m.b.t. de manier waarop de geobserveerde kenmerken de werkhervattingskans
beïnvloeden. Een ander voordeel is dat automatisch rekening gehouden wordt met het feit dat
een re-integratietraject voor sommige uitkeringsgerechtigden meer effectief is dan voor anderen
(zogenaamde heterogene behandelingseffecten).
De analyse gebruikt de schatter die ontwikkeld is door Lechner, Miquel en Wunch (2011) en is
geïmplementeerd in STATA door Huber, Lechner en Steinmayr (2012). Deze schatter
combineert matching met een correctieterm voor mogelijke mismatches. Ook presteert deze
schatter het beste in een vergelijkende studie naar de mogelijkheden van verschillende schatters
om de effectiviteit van re-integratietrajecten te voorspellen (Huber, Lechner en Wunsch, 2013).
De schatter volgt het volgende stappenplan (zie ook bijv. Huber, Lechner en Wunsch (2013)):
Stap A-0

Stap A-1
Stap B-1

Stap C-1

Schat de kans op een re-integratietraject voor alle uitkeringsgerechtigden.
Gebruik hiervoor een probitregressie. De kans op een re-integratietraject noemen
we de propensity score.
Kies een persoon die een re-integratietraject heeft ontvangen (deelnemer)
Vind een persoon die geen re-integratietraject heeft ontvangen (niet-deelnemer),
en die zo veel mogelijk op de persoon in A-1 lijkt. ‘Op een persoon lijken’ wordt
bepaald door het berekenen van de mahalanobisafstand tussen de personen.
Input voor het berekenen van deze afstand zijn (i) de propensity score zoals
berekend in A-0 en (ii) een aantal kenmerken waarop we de personen perfect
willen matchen. Dit zijn kenmerken waarvan we denken dat ze veel invloed
hebben op zowel de kans op een re-integratietraject als de werkhervattingskans.
Herhaal A-1 en B-1 voor alle deelnemers, behalve voor deelnemers van wie de
propensity score hoger is dan de maximale propensity score onder niet-

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

74

BIJLAGE C

Stap D-1
Stap A-2
Stap B-2

Stap C-2
Stap D-2
Stap E

Stap F-1
Stap F-2

Stap G

7

deelnemers (common support). Voor deze deelnemers kan geen goede match
worden verkregen. Verwijder ook de niet-deelnemers met erg hoge propensity
scores. 7 Dit doen we om te voorkomen dat één niet-deelnemer een te hoog
gewicht krijgt in de schatting van het effect van het volgen van een reintegratietraject. In dat geval kan het effect namelijk niet nauwkeurig worden
geschat.
Bepaal de waarde van de mahalanobisafstand die zich op het 90ste percentiel van
de verdeling van de mahalanobisafstanden bevindt.
Herhaal A-1
Herhaal B-1. Vind zoveel mogelijk personen die een mahalanobisafstand hebben
van minder dan 3 maal de mahalanobisafstand die in stap D-1 is bepaald.
Bereken gewichten voor deze personen die omgekeerd proportioneel zijn aan
hun afstand tot de deelnemer. Normaliseer de som van deze gewichten zodat ze
optellen tot 1.
Herhaal A-2 en B-2 totdat voor alle deelnemers de matches zijn bepaald.
Hang de gewichten die in B-2 zijn bepaald aan de bijbehorende niet-deelnemers.
Doe een gewogen lineaire regressie, waarbij de werkhervattingskans de
afhankelijke variabele is. De regressoren zijn de propensity score, de kwadraat
van de propensity score, en de variabelen waarvan we in stap B-1 hebben
bepaald dat ze extra belangrijk zijn voor de match. De gewichten w(xi) in de
regressie zijn berekend in stap B-2.
Gebruik de coëfficiënten van de regressie in stap E om de uitkomsten van iedere
persoon - 𝑦�0(xi) - te voorspellen.
Schat de correctieterm als volgt: ∑𝑁
𝑖=1

(1−𝑑𝑖 )𝑤𝑖 𝑦� 0 (𝑥𝑖 )
𝑁0

𝑑 𝑦� 0 (𝑥𝑖 )

− 𝑖

𝑁1

N0 is het aantal niet-deelnemers, N1 is het aantal deelnemers en di is 0 voor een
niet-deelnemer en 1 voor een deelnemer.
Gebruik de gewichten w(xi) die zijn berekend in stap B-2 om een gewogen
gemiddelde te berekenen van de werkhervattingskans van niet-deelnemers. Tel de
correctieterm hierbij op.

Het ‘gewicht’ van een niet-deelnemer mag maximaal 5% zijn. Het ‘gewicht’ wordt berekend volgens de
formule op pp. 13 van Huber, Lechner en Steinmayr (2012).

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

LANGETERMIJNEFFECTEN VAN RE-INTEGRATIE

75

Bijlage D

Kwaliteit van de match

Bijlage D.1.1

Kenmerken waarvoor de
matchingprocedure corrigeert

Matching werkt alleen goed wanneer gecorrigeerd kan worden voor alle kenmerken die zowel de
kans op een re-integratietraject als de hoogte van de uitkomstmaat (bijvoorbeeld kans op
werkhervatting) beïnvloeden. Lechner en Wunsch (2013) stellen op basis van een simulatiestudie
een lijst samen van de belangrijkste kenmerken waarover een onderzoeker moet beschikken om
betrouwbare schattingen te krijgen bij toepassing van een matchingprocedure. Deze kenmerken
zijn:
• Persoonskenmerken (leeftijd, opleidingsniveau, nationaliteit, aantal kinderen, leeftijd jongste
kind, type huishouden)
• Informatie over de periode van werkloosheid (maand dat de werkloosheid begint, maand
waarin het programma begint, hoogte van de uitkering, maximale duur van de uitkering)
• Regionale indicatoren (bijvoorbeeld een indicator per provincie)
• Arbeidsverleden op de korte termijn – tot 2 jaar voor werkloosheid (aantal maanden gewerkt
in 24 maanden voor instroom in WW, geen werk, aantal werkgevers, aantal maanden
werkloosheid in 24 maanden voor instroom in WW, aantal keren werkloos, inkomsten 4,3,2,1
jaar voor instroom in WW etc.)
Kenmerken die minder van belang zijn voor een betrouwbare schatting zijn:
• Kenmerken van de laatste baan (sector, beroep, voltijds of deeltijdsbaan, bedrijfsgrootte,
leeftijdsverdeling binnen bedrijf etc.)
• Arbeidsverleden op lange termijn – tot 10 jaar voor werkloosheid
• Beroepsspecifieke ervaring (aantal maanden werk in laatste beroep, totaal aantal maanden
werk in laatste beroep, aantal wisselingen van beroep)
• Gezondheid (gezondheidsproblemen j/n, aantal maanden ziek in het verleden)
• Kenmerken van de gezochte baan (voltijd- of deeltijdbaan, beroep)
• Gedetailleerde regionale informatie (BBP-groei, werkloosheidspercentage, stedelijkheid
gebied, reistijd naar dichtstbijzijnde grote stad)
We beschikken over alle belangrijke kenmerken, en daarnaast ook over een deel van de minder
belangrijke kenmerken zoals de deeltijdfactor van de vorige baan, aantal maanden in een
arbeidsongeschiktheidsuitkering (als grove indicator voor gezondheid), aantal uur waarvoor een
baan wordt gezocht, en regionale informatie op gemeenteniveau zoals participatiegraad, afstand
tot dichtstbijzijnde verkeersweg, stedelijkheidsgraad etc.
Voor een goede match is het van belang ook te matchen op het aantal maanden voordat het reintegratietraject start. We willen immers dat de deelnemers en niet-deelnemers vergelijkbaar zijn
op het moment dat het re-integratietraject start. Voor degenen die geen traject hebben gevolgd,
bevat de data natuurlijk geen startdatum van het re-integratietraject. Daarom is voor nietdeelnemers de startdatum van een traject voorspeld op basis van hun kenmerken. Hiervoor is een
logitmodel gebruikt. De voorspelde startdata komen zeer goed overeen met de geobserveerde

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

76

BIJLAGE D

startdata van de deelnemers. 8 De niet-deelnemers voor wie de WW-duur (WWB-duur) eerder is
afgelopen dan de voorspelde startdata worden niet gebruikt in de matchingprocedure. Zij kunnen
op dat moment immers geen traject meer starten en vormen dus geen geschikte controlegroep.
Door deze observaties niet mee te nemen wordt daarnaast rekening gehouden met een kritiek van
Frederiksson en Johansson (2003, 2008): het kan zijn dat niet-deelnemers betere nietgeobserveerde kenmerken hebben dan deelnemers. De niet-deelnemers hebben dan een lagere
kans om een traject te volgen, omdat zij al eerder een baan gevonden hebben. Doordat personen
die al een baan hebben op het moment dat ze aan een traject zouden beginnen niet worden
meegenomen in de analyse, wordt deze kritiek ondervangen.
Naast de variabelen die worden gebruikt in Lechner en Wunsch (2013) beschikken we ook over
de fase-indeling door de werkcoaches van UWV (alleen voor de instroom in 2003). Tijdens het
intakegesprek maakt de werkcoach een inschatting van de werkhervattingskans van de werkloze.
Fase 1-individuen hebben de hoogste kans op (snelle) werkhervatting, en fase 4-individuen de
laagste kans. Het toevoegen van een variabele die de subjectieve beoordeling van de werkcoach
beschrijft kan belangrijk zijn in de matchingprocedure (zie o.a. Lechner en Wiehler 2012; Sianesi
2004, 2008). Deze variabele bevat immers behalve een beoordeling van harde factoren ook een
beoordeling van zachte factoren, die mogelijk niet worden weerspiegeld in objectieve kenmerken
zoals het arbeidsverleden. De volledige lijst van kenmerken waarvoor de matchingprocedure
corrigeert is weergegeven in de probitschattingen voor de kans op een re-integratietraject (Bijlage
D.2).

8

De logitmodellen en resultaten van de voorspelde startdata voor niet-deelnemers zijn op verzoek
verkrijgbaar bij de auteurs.

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

KWALITEIT VAN DE MATCH

Bijlage D.1.2
Tabel D.1

77

Schatting kans op een reintegratietraject

Probit voor kans op beroepskeuzeadvies voor bijstandsgerechtigden die in 2003
instromen

Variabele

Z-waarde

P-waarde

man

Coëfficiënt
0.11

Standaardfout
0.03

4.01

0.00

leeftijd 30-34 (ref=leeftijd 25-29)

0.02

0.04

0.46

0.64

leeftijd 35-39

0.06

0.04

1.49

0.14

leeftijd 40-44

0.08

0.04

2.02

0.04

leeftijd 45-49

0.13

0.05

2.90

0.00

leeftijd 50-55

0.09

0.05

1.73

0.08

fase 2/3 (ref=fase 1)

0.09

0.03

2.66

0.01

fase 4

0.17

0.04

4.31

0.00

fase onbekend

0.00

0.10

0.00

1.00

lbo/mavo/vmbo (ref=basisonderwijs)

0.11

0.04

2.75

0.01

mbo/havo/vwo

0.14

0.04

3.49

0.00

hbo

0.13

0.05

2.48

0.01

wo

0.14

0.06

2.35

0.02

opleiding onbekend

-0.09

0.08

-1.18

0.24

allochtoon

-0.09

0.03

-3.32

0.00

alleenstaande ouder (ref=eenpersoonshuishouden)

-0.13

0.10

-1.35

0.18

getrouwd

-0.28

0.08

-3.75

0.00

samenwonend

-0.31

0.10

-3.19

0.00

overig huishouden

-0.24

0.04

-6.71

0.00

inwonend kind

0.16

0.06

2.67

0.01

inwonend kind <5 jaar

-0.22

0.08

-2.64

0.01

alleenstaande ouder met kind <5 jaar

-0.02

0.15

-0.15

0.88

aantal maanden werk 6 maanden voor instroom

-0.02

0.01

-1.67

0.10

aantal maanden werk 24 maanden voor instroom

0.00

0.01

-0.37

0.71

aantal keer werk 24 maanden voor instroom

0.01

0.03

0.16

0.88

aantal maanden sinds laatste baan (tot 24 maanden
voor instroom)

0.00

0.01

-0.66

0.51

geen baan in 24 maanden voor instroom

-0.05

0.09

-0.58

0.56

duur laatste baan (in 24 maanden voor instroom)

0.00

0.00

-0.62

0.53

werk 6 maanden voor instroom (j/n)

0.12

0.05

2.37

0.02

werk 18 maanden voor instroom (j/n)

0.09

0.05

1.58

0.11

aantal maanden tot beroepskeuzeadvies

0.02

0.00

4.45

0.00

instroom april-juni (ref=instroom jan-maart)

0.00

0.03

0.04

0.97

instroom juli-sept

0.00

0.03

-0.11

0.92

instroom okt-dec

0.05

0.03

1.35

0.18

zoekt werk voor 12-25 uur (ref=<12 uur)

-0.01

0.08

-0.08

0.94

zoekt werk voor 25-32 uur

0.15

0.11

1.29

0.20

zoekt werk voor >=32 uur

0.06

0.07

0.81

0.42

loon 1 jaar voor instroom

0.00

0.00

-0.73

0.47

werk 1 jaar voor instroom (j/n)

0.02

0.07

0.32

0.75

loon 2 jaar voor instroom

0.00

0.00

-2.28

0.02

werk 2 jaar voor instroom (j/n)

-0.11

0.07

-1.67

0.10

loon 3 jaar voor instroom

0.00

0.00

1.17

0.24

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

78

BIJLAGE D

werk 3 jaar voor instroom (j/n)

0.05

0.04

1.27

0.20

loon 4 jaar voor instroom

0.00

0.00

-0.08

0.93

werk 4 jaar voor instroom (j/n)

0.03

0.04

0.77

0.44

deeltijdfactor 1 jaar voor instroom

0.10

0.07

1.33

0.18

deeltijdfactor 2 jaar voor instroom

0.16

0.07

2.25

0.02

aantal werkdagen 1 jaar voor instroom

0.00

0.00

-0.06

0.95

aantal werkdagen 2 jaar voor instroom

0.00

0.00

1.35

0.18

aantal werkdagen 3 jaar voor instroom

0.00

0.00

0.04

0.96

aantal werkdagen 4 jaar voor instroom

0.00

0.00

-0.64

0.52

aantal maanden WW 6 maanden voor instroom

0.02

0.02

0.79

0.43

aantal maanden WW 24 maanden voor instroom

0.01

0.01

1.11

0.27

aantal keer WW 24 maanden voor instroom

0.00

0.06

-0.01

0.99

aantal maanden sinds laatste keer WW
(tot 24 maanden voor instroom)

-0.01

0.01

-0.85

0.40

geen WW in 24 maanden voor instroom

-0.12

0.11

-1.07

0.29

aantal maanden bijstand 6 maanden voor instroom

-0.06

0.03

-2.17

0.03

aantal maanden bijstand 24 maanden voor instroom

-0.04

0.01

-2.93

0.00

aantal keer bijstand 24 maanden voor instroom

0.04

0.07

0.68

0.50

aantal maanden sinds laatste keer bijstand
(tot 24 maanden voor instroom)

-0.01

0.01

-0.58

0.56

geen bijstand in 24 maanden voor instroom

0.01

0.19

0.03

0.98

bijstand 6 maanden voor instroom

-0.13

0.11

-1.16

0.25

bijstand 12 maanden voor instroom

0.06

0.09

0.69

0.49

bijstand 18 maanden voor instroom

0.11

0.09

1.27

0.20

bijstand 24 maanden voor instroom

0.28

0.09

2.96

0.00

aantal maanden AO 6 maanden voor instroom

-0.09

0.04

-2.21

0.03

aantal maanden AO 24 maanden voor instroom

0.01

0.01

0.83

0.41

aantal keer AO 24 maanden voor instroom

0.27

0.21

1.24

0.22

aantal maanden sinds laatste keer AO
(tot 24 maanden voor instroom)

0.01

0.01

0.84

0.40

geen AO in 24 maanden voor instroom

0.44

0.31

1.43

0.15

participatiegraad

1.78

0.53

3.39

0.00

gemeente met 50.000-100.000 inwoners
(ref=20.000-50.000)

0.48

0.06

8.10

0.00

gemeente met 100.000-150.000 inwoners

0.42

0.07

6.42

0.00

gemeente met 150.000-250.000 inwoners

0.28

0.07

3.75

0.00

gemeente met 250.000 inwoners of meer

0.86

0.08

10.54

0.00

sterk stedelijke gemeente (ref=zeer sterk stedelijk)

0.10

0.05

1.92

0.06

matig stedelijke gemeente

0.39

0.06

6.35

0.00

weinig stedelijke gemeente

0.27

0.10

2.65

0.01

werkloosheidspercentage (coropniveau)

0.01

0.02

0.49

0.62

% lage inkomens in gemeente

-0.02

0.01

-1.75

0.08

% hoge inkomens in gemeente

0.02

0.01

1.70

0.09

constante

-3.19

0.85

-3.77

0.00

Noot:

De probits voor de kans op scholing en de kans op arbeidsbemiddeling voor bijstandsgerechtigden
hebben dezelfde specificatie als de probit voor de kans op beroepskeuzeadvies voor
bijstandsgerechtigden. Resultaten van deze schattingen zijn op verzoek verkrijgbaar bij de auteurs.

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

KWALITEIT VAN DE MATCH

79

Tabel D.2

Probit voor kans op een regulier traject voor WW'ers die in 2003 instromen

Variabele

Coëfficiënt

Z-waarde

P-waarde

man

0.03

Standaardfout
0.01

2.31

0.02

leeftijd 30-34 (ref=leeftijd 25-29)

0.09

0.02

4.86

0.00

leeftijd 35-39

0.13

0.02

5.96

0.00

leeftijd 40-44

0.18

0.03

6.66

0.00

leeftijd 45-49

0.23

0.03

6.57

0.00

leeftijd 50-55

0.24

0.04

6.03

0.00

fase 2/3 (ref=fase 1)

0.14

0.01

11.87

0.00

fase 4

0.14

0.02

5.75

0.00

fase onbekend

0.03

0.04

0.77

0.44

lbo/mavo/vmbo (ref=basisonderwijs)

0.06

0.02

2.69

0.01

mbo/havo/vwo

0.09

0.02

4.33

0.00

hbo

0.02

0.02

0.86

0.39

wo

-0.02

0.03

-0.85

0.40

opleiding onbekend

0.28

0.03

8.26

0.00

allochtoon

0.03

0.01

2.83

0.01

alleenstaande ouder
(ref=eenpersoonshuishouden)

-0.06

0.04

-1.68

0.09

getrouwd

-0.06

0.02

-2.90

0.00

samenwonend

-0.04

0.02

-1.92

0.06

overig huishouden

-0.12

0.02

-7.57

0.00

inwonend kind

0.04

0.02

2.49

0.01

inwonend kind <5 jaar

-0.03

0.02

-1.54

0.12

alleenstaande ouder met kind <5 jaar

0.08

0.08

0.94

0.35

aantal maanden werk 6 maanden voor instroom

-0.07

0.00

-15.27

0.00

aantal maanden werk 24 maanden voor instroom

0.01

0.00

4.02

0.00

aantal keer werk 24 maanden voor instroom

0.00

0.02

0.20

0.84

aantal maanden sinds laatste baan (tot 24
maanden voor instroom)

0.00

0.00

0.40

0.69

geen baan in 24 maanden voor instroom

0.14

0.06

2.24

0.03

duur laatste baan (in 24 maanden voor instroom)

0.01

0.00

2.61

0.01

aantal maanden tot regulier traject

-0.02

0.01

-1.61

0.11

instroom april-juni (ref=instroom jan-maart)

-0.12

0.01

-8.43

0.00

instroom juli-sept

-0.08

0.01

-6.08

0.00

instroom okt-dec

0.09

0.00

67.49

0.00

zoekt werk voor 12-25 uur (ref= <12 uur)

0.33

0.04

8.84

0.00

zoekt werk voor 25-32 uur

0.32

0.04

7.47

0.00

zoekt werk voor >=32 uur

0.35

0.04

9.70

0.00

loon 1 jaar voor instroom

0.00

0.00

-4.33

0.00

werk 1 jaar voor instroom (j/n)

0.03

0.04

0.92

0.36

loon 2 jaar voor instroom

0.00

0.00

-0.02

0.99

werk 2 jaar voor instroom (j/n)

-0.02

0.05

-0.36

0.72

loon 3 jaar voor instroom

0.00

0.00

-2.04

0.04

werk 3 jaar voor instroom (j/n)

0.01

0.02

0.53

0.60

loon 4 jaar voor instroom

0.00

0.00

-2.77

0.01

werk 4 jaar voor instroom (j/n)

0.01

0.02

0.62

0.54

deeltijdfactor 1 jaar voor instroom

0.13

0.03

4.53

0.00

deeltijdfactor 2 jaar voor instroom

0.10

0.03

3.46

0.00

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

80

BIJLAGE D

aantal werkdagen 1 jaar voor instroom

0.00

0.00

-1.70

0.09

aantal werkdagen 2 jaar voor instroom

0.00

0.00

1.64

0.10

aantal werkdagen 3 jaar voor instroom

0.00

0.00

1.25

0.21

aantal werkdagen 4 jaar voor instroom

0.00

0.00

4.21

0.00

aantal maanden WW 6 maanden voor instroom

-0.14

0.01

-10.88

0.00

aantal maanden WW 24 maanden voor instroom

-0.02

0.00

-6.68

0.00

aantal keer WW 24 maanden voor instroom

-0.01

0.03

-0.39

0.69

aantal maanden sinds laatste keer WW
(tot 24 maanden voor instroom)

0.02

0.00

8.46

0.00

geen WW in 24 maanden voor instroom

0.28

0.05

5.02

0.00

aantal maanden bijstand 6 maanden voor
instroom

-0.01

0.02

-0.65

0.52

aantal maanden bijstand 24 maanden voor
instroom

-0.01

0.00

-1.83

0.07

aantal keer bijstand 24 maanden voor instroom

0.06

0.07

0.93

0.35

aantal maanden sinds laatste keer bijstand
(tot 24 maanden voor instroom)

0.00

0.00

0.35

0.73

geen bijstand in 24 maanden voor instroom

0.06

0.10

0.55

0.58

aantal maanden AO 6 maanden voor instroom

-0.05

0.01

-5.29

0.00

aantal maanden AO 24 maanden voor instroom

0.00

0.00

-2.05

0.04

aantal keer AO 24 maanden voor instroom

-0.41

0.04

-10.19

0.00

aantal maanden sinds laatste keer AO
(tot 24 maanden voor instroom)

-0.03

0.00

-8.86

0.00

geen AO in 24 maanden voor instroom

-0.76

0.04

-19.85

0.00

participatiegraad

1.00

0.17

6.06

0.00

gemeente met 50.000-100.000 inwoners
(ref=20.000-50.000)

0.12

0.03

3.55

0.00

gemeente met 100.000-150.000 inwoners

0.09

0.02

4.44

0.00

gemeente met 150.000-250.000 inwoners

0.10

0.02

6.53

0.00

gemeente met 250.000 inwoners of meer

0.10

0.01

6.79

0.00

sterk stedelijke gemeente (ref=zeer sterk stedelijk)

0.14

0.01

9.23

0.00

matig stedelijke gemeente

0.05

0.02

3.07

0.00

weinig stedelijke gemeente

0.03

0.02

1.94

0.05

werkloosheidspercentage (coropniveau)

-0.04

0.01

-6.64

0.00

% lage inkomens in gemeente

0.01

0.00

3.33

0.00

% hoge inkomens in gemeente

0.00

0.00

1.28

0.20

Oost-Nederland (ref=Noord-Nederland)

-0.27

0.02

-13.63

0.00

Zuidoost-Nederland

-0.21

0.02

-11.27

0.00

Zuidwest-Nederland

-0.26

0.02

-11.70

0.00

Middenwest-Nederland

-0.33

0.03

-12.61

0.00

Noordwest-Nederland

-0.12

0.03

-4.68

0.00

maximaal WW-recht

0.00

0.00

2.09

0.04

kortdurend WW-recht (6 maanden)

0.09

0.05

1.55

0.12

langdurend WW-recht (tenminste 36 maanden)

-0.03

0.04

-0.87

0.39

constante

-2.25

0.30

-7.61

0.00

Noot:

De probits voor de kans op een traject in de vrije ruimte en de kans op een IRO voor WW'ers die in
2003 instromen hebben dezelfde specificatie als de probit voor de kans op een regulier traject voor
WW'ers die in 2003 instromen. Resultaten van deze schattingen zijn op verzoek verkrijgbaar bij de
auteurs.

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

KWALITEIT VAN DE MATCH

81

Tabel D.3

Probit voor kans op een regulier traject voor WW'ers die in 2006 instromen

Variabele

Coëfficiënt

Z-waarde

P-waarde

man

0.00

Standaardfout
0.02

-0.21

0.83

leeftijd 30-34 (ref=leeftijd 25-29)

0.24

0.03

6.99

0.00

leeftijd 35-39

0.32

0.04

8.63

0.00

leeftijd 40-44

0.35

0.04

7.97

0.00

leeftijd 45-49

0.34

0.05

6.66

0.00

leeftijd 50-55

0.35

0.06

5.63

0.00

lbo/mavo/vmbo (ref=basisonderwijs)

-0.06

0.03

-2.08

0.04

mbo/havo/vwo

-0.17

0.03

-5.76

0.00

hbo

-0.42

0.04

-11.24

0.00

wo

-0.50

0.05

-9.73

0.00

opleiding onbekend

-0.14

0.03

-4.57

0.00

allochtoon

0.18

0.02

10.44

0.00

alleenstaande ouder
(ref=eenpersoonshuishouden)

-0.08

0.05

-1.43

0.15

getrouwd

-0.06

0.03

-1.91

0.06

samenwonend

-0.06

0.04

-1.69

0.09

overig huishouden

-0.02

0.02

-0.86

0.39

inwonend kind

0.06

0.03

2.29

0.02

inwonend kind <5 jaar

0.01

0.03

0.27

0.78

alleenstaande ouder met kind <5 jaar

0.25

0.09

2.75

0.01

aantal maanden werk 6 maanden voor instroom

-0.05

0.01

-6.61

0.00

aantal maanden werk 24 maanden voor instroom

0.00

0.00

0.18

0.86

aantal maanden werk 60 maanden voor instroom

0.00

0.00

-0.26

0.80

aantal keer werk 24 maanden voor instroom

0.03

0.03

1.11

0.27

aantal keer werk 60 maanden voor instroom

-0.02

0.02

-1.34

0.18

aantal maanden sinds laatste baan
(tot 24 maanden voor instroom)

0.00

0.00

0.35

0.73

aantal maanden sinds laatste baan
(tot 60 maanden voor instroom)

0.00

0.00

-2.63

0.01

geen baan in 24 maanden voor instroom

0.21

0.08

2.59

0.01

duur laatste baan (in 260maanden voor instroom)

0.00

0.00

-0.18

0.86

instroom april-juni (ref=instroom jan-maart)

-0.02

0.02

-1.07

0.28

instroom juli-sept

-0.05

0.02

-2.35

0.02

instroom okt-dec

-0.09

0.02

-4.09

0.00

aantal maanden tot regulier traject

0.09

0.00

38.20

0.00

loon 1 jaar voor instroom

0.00

0.00

-3.12

0.00

werk 1 jaar voor instroom (j/n)

0.02

0.05

0.33

0.74

loon 2 jaar voor instroom

0.00

0.00

-2.09

0.04

werk 2 jaar voor instroom (j/n)

-0.05

0.05

-0.91

0.37

loon 3 jaar voor instroom

0.00

0.00

-2.99

0.00

werk 3 jaar voor instroom (j/n)

-0.03

0.05

-0.58

0.56

loon 4 jaar voor instroom

0.00

0.00

-0.27

0.79

werk 4 jaar voor instroom (j/n)

0.01

0.05

0.18

0.86

loon 5 jaar voor instroom

0.00

0.00

-2.69

0.01

werk 5 jaar voor instroom (j/n)

0.14

0.08

1.80

0.07

loon 6 jaar voor instroom

0.00

0.00

-0.54

0.59

werk 6 jaar voor instroom (j/n)

-0.05

0.03

-1.30

0.19

loon 7 jaar voor instroom

0.00

0.00

-0.23

0.82

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

82

BIJLAGE D

werk 7 jaar voor instroom (j/n)

0.00

0.03

-0.02

0.98

deeltijdfactor 1 jaar voor instroom

0.16

0.05

3.32

0.00

deeltijdfactor 2 jaar voor instroom

0.13

0.05

2.61

0.01

deeltijdfactor 3 jaar voor instroom

0.10

0.05

2.07

0.04

deeltijdfactor 4 jaar voor instroom

0.09

0.05

1.87

0.06

deeltijdfactor 5 jaar voor instroom

0.03

0.05

0.57

0.57

aantal werkdagen 1 jaar voor instroom

0.00

0.00

1.08

0.28

aantal werkdagen 2 jaar voor instroom

0.00

0.00

0.70

0.48

aantal werkdagen 3 jaar voor instroom

0.00

0.00

2.45

0.01

aantal werkdagen 4 jaar voor instroom

0.00

0.00

0.77

0.44

aantal werkdagen 5 jaar voor instroom

0.00

0.00

0.85

0.39

aantal werkdagen 6 jaar voor instroom

0.00

0.00

1.31

0.19

aantal werkdagen 7 jaar voor instroom

0.00

0.00

0.60

0.55

aantal maanden WW 6 maanden voor instroom

-0.08

0.02

-4.86

0.00

aantal maanden WW 24 maanden voor instroom

-0.03

0.00

-5.47

0.00

aantal maanden WW 60 maanden voor instroom

0.00

0.00

0.03

0.97

aantal keer WW 24 maanden voor instroom

0.03

0.04

0.62

0.53

aantal keer WW 60 maanden voor instroom

-0.01

0.02

-0.52

0.60

aantal maanden sinds laatste keer WW
(tot 24 maanden voor instroom)

0.01

0.00

3.99

0.00

aantal maanden sinds laatste keer WW
(tot 60 maanden voor instroom)

0.00

0.00

-1.12

0.27

geen WW in 24 maanden voor instroom

0.36

0.08

4.30

0.00

aantal maanden bijstand 6 maanden voor
instroom

-0.01

0.02

-0.50

0.61

aantal maanden bijstand 24 maanden voor
instroom

0.00

0.01

0.34

0.73

aantal maanden bijstand 60 maanden voor
instroom

0.00

0.00

-1.04

0.30

aantal keer bijstand 24 maanden voor instroom

0.14

0.10

1.44

0.15

aantal keer bijstand 60 maanden voor instroom

-0.09

0.05

-1.76

0.08

aantal maanden sinds laatste keer bijstand
(tot 24 maanden voor instroom)

-0.01

0.01

-0.72

0.47

aantal maanden sinds laatste keer bijstand
(tot 60 maanden voor instroom)

0.00

0.00

2.72

0.01

geen bijstand in 24 maanden voor instroom

0.04

0.14

0.28

0.78

aantal maanden AO 6 maanden voor instroom

0.06

0.02

3.49

0.00

aantal maanden AO 24 maanden voor instroom

0.00

0.01

0.22

0.82

aantal maanden AO 60 maanden voor instroom

0.00

0.00

-0.21

0.84

aantal keer AO 24 maanden voor instroom

0.12

0.10

1.21

0.23

aantal keer AO 60 maanden voor instroom

-0.13

0.05

-2.44

0.02

aantal maanden sinds laatste keer AO
(tot 24 maanden voor instroom)

-0.02

0.01

-2.04

0.04

aantal maanden sinds laatste keer AO
(tot 60 maanden voor instroom)

0.00

0.00

-1.84

0.07

geen AO in 24 maanden voor instroom

0.17

0.16

1.06

0.29

participatiegraad

-0.15

0.27

-0.56

0.57

gemeente met 50.000-100.000 inwoners
(ref=20.000-50.000)

-0.15

0.06

-2.50

0.01

gemeente met 100.000-150.000 inwoners

-0.05

0.03

-1.52

0.13

gemeente met 150.000-250.000 inwoners

-0.04

0.02

-1.86

0.06

gemeente met 250.000 inwoners of meer

0.02

0.02

0.77

0.44

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

KWALITEIT VAN DE MATCH

83

sterk stedelijke gemeente (ref=zeer sterk
stedelijk)

-0.05

0.02

-2.44

0.02

matig stedelijke gemeente

-0.09

0.03

-3.40

0.00

weinig stedelijke gemeente

-0.08

0.03

-3.01

0.00

werkloosheidspercentage (coropniveau)

0.00

0.01

-0.62

0.53

% lage inkomens in gemeente

0.01

0.00

1.33

0.18

% hoge inkomens in gemeente

-0.01

0.01

-1.04

0.30

Oost-Nederland (ref=Noord-Nederland)

-0.27

0.03

-9.06

0.00

Zuidoost-Nederland

-0.22

0.03

-7.41

0.00

Zuidwest-Nederland

-0.29

0.03

-8.88

0.00

Middenwest-Nederland

-0.14

0.04

-3.58

0.00

Noordwest-Nederland

-0.23

0.04

-5.79

0.00

maximaal WW-recht

0.01

0.00

2.67

0.01

kortdurend WW-recht (3 maanden)

0.21

0.08

2.47

0.01

langdurend WW-recht (tenminste 18 maanden)

-0.01

0.04

-0.25

0.81

constante

-1.94

0.48

-4.07

0.00

Noot:

De probits voor de kans op een traject in de vrije ruimte, de kans op een IRO, en de kans op scholing
voor WW'ers die in 2006 instromen hebben dezelfde specificatie als de probit voor de kans op een
regulier traject voor WW'ers die in 2006 instromen. Resultaten van deze schattingen zijn op verzoek
verkrijgbaar bij de auteurs.

Bijlage D.1.3

Overeenkomst tussen groepen voor en
na matching

De kwaliteit van de match kan beknopt worden weergegeven door te kijken in hoeverre er nog
verschillen zijn in kenmerken tussen de groep die het re-integratietraject heeft gevolgd en de
groep die geen re-integratietraject heeft gevolgd, nadat de matchingprocedure heeft
plaatsgevonden. De maatstaf die gebruikt wordt om het verschil in een kenmerk tussen de groep
die het re-integratietraject heeft gevolgd en de groep die geen re-integratietraject heeft gevolgd
weer te geven is het gestandaardiseerde verschil in procenten. Bijvoorbeeld: vóór matching is
gemiddeld 60 procent van de bijstandsgerechtigden die beroepskeuzeadvies hebben gevolgd man.
Van de bijstandsgerechtigden zonder re-integratietraject is 52 procent man. Door dit verschil te
delen door de wortel van de gemiddelde variantie in de twee groepen, resulteert het
gestandaardiseerde verschil: 17,1 procent. Na matching is in beide groepen 60 procent man. Het
gestandaardiseerde verschil is 0 procent. Een gestandaardiseerd verschil van minder dan 10
procent wordt vaak gezien als verwaarloosbaar (zie Austin, 2009 en de referenties in dit artikel).
Voor een goede match dienen daarom de gestandaardiseerde verschillen op alle kenmerken
kleiner te zijn dan 10 procent. Onderstaande tabellen laten zien dat voor ieder traject in ieder
geval voor 99 procent van de kenmerken aan deze voorwaarde is voldaan.

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

84

BIJLAGE D

Tabel D.4

Verdeling van de verschillen in waargenomen kenmerken van bijstandsgerechtigden
(instroom 2003) met en zonder beroepskeuzeadvies: voor en na matching

Percentiel van de verdeling

Noot:

0.04

0.00

5%

0.34

0.00

10%

0.93

0.06

25%

3.94

0.39

50%

15.85

1.04

75%

26.16

2.01

90%

32.59

3.91

95%

36.24

4.82

99%

55.57

6.98

De groep zonder beroepskeuzeadvies heeft ook geen ander re-integratietraject gevolgd in de eerste 12
maanden na instroom in de bijstand

Verdeling van de verschillen in waargenomen kenmerken van bijstandsgerechtigden
(instroom 2003) met en zonder scholing: voor en na matching

Percentiel van de verdeling

Gestandaardiseerd verschil
voor matching

Gestandaardiseerd verschil
na matching

1%

0.14

0.00

5%

0.53

0.00

10%

1.39

0.07

25%

4.08

0.77

50%

8.52

1.89

75%

21.16

3.06

90%

34.14

4.26

95%

40.22

4.92

99%

47.51

6.51

De groep zonder scholing heeft ook geen ander re-integratietraject gevolgd in de eerste 12 maanden na
instroom in de bijstand

Tabel D.6

Verdeling van de verschillen in waargenomen kenmerken van bijstandsgerechtigden
(instroom 2003) met en zonder arbeidsbemiddeling: voor en na matching

Percentiel van de verdeling

Noot:

Gestandaardiseerd verschil
na matching

1%

Tabel D.5

Noot:

Gestandaardiseerd verschil
voor matching

Gestandaardiseerd verschil
voor matching

Gestandaardiseerd verschil
na matching

1%

0.69

0.00

5%

1.02

0.00

10%

2.68

0.04

25%

8.57

0.29

50%

22.34

0.79

75%

36.34

1.65

90%

45.15

3.19

95%

49.70

3.33

99%

55.54

5.84

De groep zonder arbeidsbemiddeling heeft ook geen ander re-integratietraject gevolgd in de eerste 12
maanden na instroom in de bijstand

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

KWALITEIT VAN DE MATCH

Tabel D.7

Verdeling van de verschillen in waargenomen kenmerken van WW'ers (instroom
2003) met en zonder een regulier traject: voor en na matching

Percentiel van de verdeling

Noot:

85

Gestandaardiseerd verschil
voor matching

Gestandaardiseerd verschil
na matching

1%

0.02

0.00

5%

0.22

0.05

10%

0.83

0.08

25%

3.07

0.34

50%

7.31

0.56

75%

14.48

1.32

90%

21.43

1.85

95%

23.66

2.51

99%

54.47

4.95

De groep zonder regulier traject heeft ook geen ander re-integratietraject gevolgd in de eerste 12
maanden na instroom in de WW

Tabel D.8

Verdeling van de verschillen in waargenomen kenmerken van WW'ers (instroom
2003) met en zonder een traject in de vrije ruimte: voor en na matching

Percentiel van de verdeling

Gestandaardiseerd verschil
voor matching

Gestandaardiseerd verschil
na matching

1%

0.57

0.00

5%

0.99

0.11

10%

1.61

0.44

25%

5.58

0.83

50%

12.03

1.60

75%

22.64

2.48

90%

30.11

3.77

95%

34.58

4.89

99%

98.30

6.96

Noot: De groep zonder een traject in de vrije ruimte heeft ook geen ander re-integratietraject gevolgd in de
eerste 12 maanden na instroom in de WW

Tabel D.9

Verdeling van de verschillen in waargenomen kenmerken van WW'ers (instroom
2003) met en zonder een IRO: voor en na matching

Percentiel van de verdeling

Noot:

Gestandaardiseerd verschil
voor matching

Gestandaardiseerd verschil
na matching

1%

0.41

0.00

5%

1.72

0.02

10%

3.56

0.18

25%

7.73

0.81

50%

18.07

1.97

75%

38.42

3.23

90%

55.34

4.25

95%

62.32

4.94

99%

85.40

7.01

De groep zonder een IRO heeft ook geen ander re-integratietraject gevolgd in de eerste 12 maanden na
instroom in de WW

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

86

BIJLAGE D

Tabel D.10

Verdeling van de verschillen in waargenomen kenmerken van WW'ers (instroom
2006) met en zonder regulier traject: voor en na matching

Percentiel van de verdeling

Noot:

0.21

0.01

5%

0.33

0.04

10%

0.88

0.10

25%

2.09

0.28

50%

4.52

0.66

75%

10.02

1.57

90%

19.57

2.15

95%

26.18

2.78

99%

32.78

3.76

De groep zonder een regulier traject heeft ook geen ander re-integratietraject gevolgd in de eerste 12
maanden na instroom in de WW

Verdeling van de verschillen in waargenomen kenmerken van WW'ers (instroom
2006) met en zonder een traject in de vrije ruimte: voor en na matching

Percentiel van de verdeling

Gestandaardiseerd verschil
voor matching

Gestandaardiseerd verschil
na matching

1%

0.48

0.00

5%

1.25

0.27

10%

2.85

0.50

25%

5.78

1.38

50%

18.93

2.65

75%

29.48

5.33

90%

41.87

7.06

95%

46.50

8.09

99%

63.71

9.33

De groep zonder een traject in de vrije ruimte heeft ook geen ander re-integratietraject gevolgd in de
eerste 12 maanden na instroom in de WW

Tabel D.12

Verdeling van de verschillen in waargenomen kenmerken van WW'ers (instroom
2006) met en zonder IRO: voor en na matching

Percentiel van de verdeling

Noot:

Gestandaardiseerd verschil
na matching

1%

Tabel D.11

Noot:

Gestandaardiseerd verschil
voor matching

Gestandaardiseerd verschil
voor matching

Gestandaardiseerd verschil
na matching

1%

0.15

0.01

5%

0.42

0.05

10%

0.97

0.08

25%

5.02

0.33

50%

9.20

0.79

75%

15.04

1.47

90%

22.36

2.46

95%

27.36

3.29

99%

35.12

4.65

De groep zonder een IRO heeft ook geen ander re-integratietraject gevolgd in de eerste 12 maanden na
instroom in de WW

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

KWALITEIT VAN DE MATCH

Tabel D.13

Verdeling van de verschillen in waargenomen kenmerken van WW'ers (instroom
2006) met en zonder scholing: voor en na matching

Percentiel van de verdeling

Noot:

87

Gestandaardiseerd verschil
voor matching

Gestandaardiseerd verschil
na matching

1%

0.49

0.08

5%

1.21

0.19

10%

1.79

0.34

25%

5.08

0.69

50%

7.55

1.78

75%

12.61

2.87

90%

18.51

4.77

95%

28.61

5.94

99%

34.03

8.14

De groep zonder scholing heeft ook geen ander re-integratietraject gevolgd in de eerste 12 maanden na
instroom in de WW

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

LANGETERMIJNEFFECTEN VAN RE-INTEGRATIE

Bijlage E
Tabel E.1

89

Verschillen tussen groepen

Beroepskeuzeadvies en arbeidsbemiddeling effectiever voor vrouwen: instroom
bijstand in 2003
Mannen
Beroeps
keuzeadvies

Vrouwen

Scholing

Arbeids
bemiddeling

Beroeps
keuzeadvies

Scholing

Arbeids
bemiddeling

Kans op werk
(procentpt)
2 jaar na instroom

4,2*

3,0

11,9*

2,2

1,9

12,7*

8 jaar na instroom

2,7

-0,1

7,6*

2,4

0,8

6,8*

2 jaar na instroom

-0,4

0,3

1,4*

0,1

0,2

2,2*

8 jaar na instroom

1,4

3,1

7,6*

2,6*

1,8

8,6*

2 jaar na instroom

-2,4

3,0

10,9*

0,1

0,7

14,5*

8 jaar na instroom

3,2

5,6

8,6*

4,6*

6,5

10,4*

Aantal maanden
werk

Kans op
duurzaam werk
(procentpt)

Loon
2 jaar na instroom

€177

471

€2.095*

€13

€142

€1.860*

7 jaar na instroom

€97

-€149

€2.009*

€1.032*

€782

€1.955*

Kans op uurloon
ten minste 90%
van oude uurloon
(procentpt)
2 jaar na instroom

-3,2

-5,9

3,0

-3,8

2,5*

4,2

7 jaar na instroom

-0,9

0,8

-4,2

5,2

-1,3

4,6

2 jaar na instroom

0,5

1,5

-6,9*

0,5

0,8

-10,0*

8 jaar na instroom

0,4

1,2

-6,4*

3,0

0,6

-6,0

2 jaar na instroom

0,6*

0,9

-0,6*

0,2

0,4

-1,0*

8 jaar na instroom

-0,2

0,2

-4,2*

0,3

1,1

-6,7*

2 jaar na instroom

-0,00

0,00

-0,03

-0,00

-0,01

0,05*

8 jaar na instroom

0,05

0,12

0,01

0,01

-0,07

0,06

Kans op een
uitkering
(procentpt)

Aantal maanden
in de uitkering

Aantal keren
terugval in de
uitkering

N

14.150

13.181

14.576

12.698

12.408

12.332

N zonder traject

12.870

12.790

13.475

11.862

12.120

11.839

N met traject

1.280

391

1.101

836

288

439

Noot:

* betekent significant op 5%-niveau.

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

90

BIJLAGE E

Tabel E.2

Reguliere trajecten en IRO effectiever voor mannen: instroom WW in 2003
Mannen
Regulier

Vrouwen

Vrije ruimte

IRO

Regulier

Vrije ruimte

IRO

Kans op werk
(procentpt)
2 jaar na instroom

1,8*

1,6

3,6

1,0

2,8

-1,5

8 jaar na instroom

3,7*

0,1

8,8*

1,3

5,7*

3,4

2 jaar na instroom

-0,9*

-0,6*

-1,0

-1,2*

-1,1*

-1,9*

8 jaar na instroom

1,5*

-0,4

4,3

-0,3

1,4

0,4

2 jaar na instroom

-2,0*

0,0

-4,2

-3,9*

-3,2

-8,9

8 jaar na instroom

2,9*

1,9

5,9*

2,0*

4,9*

-2,6

Aantal maanden
werk

Kans op
duurzaam werk
(procentpt)

Loon
2 jaar na instroom

-€221

-€463

€175

-€265

-€102

-€221

7 jaar na instroom

€697*

-€354

€5.439*

€272

€1.058

€697

Kans op uurloon
ten minste 90%
van oude uurloon
(procentpt)
2 jaar na instroom

-4,2*

-3,2

-1,8

-2,3

-2,4

-2,6

7 jaar na instroom

-3,1*

-4,2

2,4

-0,6

-3,2

0,4

Kans op een
uitkering
(procentpt)
2 jaar na instroom

3,1*

0,7

-4,5

1,6

1,2

-2,1*

8 jaar na instroom

0,6

-0,3

-2,0

0,7

-5,5*

-0,6

2 jaar na instroom

1,0*

0,5

1,6

0,7*

0,8*

0,1

8 jaar na instroom

1,9*

0,2

-3,4*

1,5*

-1,3

-2,8

2 jaar na instroom

-0,02*

0,00

0,01

0,00

0,0

0,1

8 jaar na instroom

-0,01

0,03

-0,07

0,06*

-0,0

-0,1

Aantal maanden
in de uitkering

Aantal keren
terugval in de
uitkering

N

49.534

31.568

12.866

38.8864

25.634

7.737

N zonder traject

34.442

30.672

12.498

28.571

24.962

7.572

N met traject

15.092

896

368

10.293

672

165

Noot:

* betekent significant op 5%-niveau.

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

VERSCHIL TUSSEN GROEPEN

Tabel E.3

91

Alle re-integratietrajecten effectiever voor mannen: instroom WW in 2006
Mannen

Vrouwen

Regulier

Vrije
ruimte

IRO

Scholing

Regulier

Vrije
ruimte

IRO

Scholing

2 jaar na instroom

4,6*

16,8*

7,3*

11,9*

2,8*

4,1

5,5*

7,2*

5 jaar na instroom

4,1*

9,1*

7,0*

3,5

1,1

2,2

4,1*

5,2*

2 jaar na instroom

-0,4

-0,1

-0,5*

-0,1

-0,6*

-1,4*

-0,8*

-1,3*

5 jaar na instroom

0,7

2,0

2,0*

2,6*

-0,1

-0,3

0,8

0,8

Kans op werk
(procentpt)

Aantal maanden
werk

Kans op duurzaam
werk (procentpt)
2 jaar na instroom

2,0

3,0

2,8*

5,9*

0,1

1,8

1,0

-1,6

5 jaar na instroom

5,2*

10,9*

7,1*

10,5*

3,5*

6,2

7,0*

6,1*

Loon
2 jaar na instroom

€89

€2.056

€1.153*

€2.019

-€275

-€527

€389

€255

4 jaar na instroom

-€387

€167

€1.513*

€1.621*

-€128

-€32

€533

€1.259*

Kans op uurloon
ten minste 90% van
oude uurloon
(procentpt)
2 jaar na instroom

-5,0*

-17,0*

-3,8*

-3,1

-5,5*

-5,2

-2,8

-6,8*

4 jaar na instroom

-4,1*

-12,9*

-0,5

0,1

-6,4*

-6,2

0,1

-2,1

2 jaar na instroom

2,2

-3,1

-0,7

-1,8

1,6

1,0

0,3

-3,3

5 jaar na instroom

4,0*

-2,3

-0,3

-3,0

1,8

3,7

-0,7

-5,5*

2 jaar na instroom

0,9*

0,9*

0,9*

1,2*

0,7*

0,8

0,9

1,1*

5 jaar na instroom

2,3*

1,3

0,7

0,8

1,1*

3,2*

0,7

-0,6

Kans op een
uitkering
(procentpt)

Aantal maanden in
de uitkering

Aantal keren
terugval in de
uitkering
2 jaar na instroom

0,01

0,05

-0,01

-0,02

0,02

0,02

-0,01

0,01

5 jaar na instroom

0,10*

0,19*

0,01

0,04

0,10*

0,20*

0,03

-0,01

N

27.196

19.144

27.650

21.650

31.242

24.749

31.659

24.328

N zonder traject

24.120

18.811

24.042

21.032

27.502

24.565

27.897

23.798

N met traject

3.076

333

3.608

618

3.740

184

3.762

530

Noot:

* betekent significant op 5%-niveau.

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

92

BIJLAGE E

Tabel E.4

Scholing effectiever voor laagopgeleiden, arbeidsbemiddeling voor hoogopgeleiden:
instroom bijstand in 2003
Laagopgeleid (basisonderwijs,
lbo/mavo/vmbo)
Beroeps
keuzeadvies

Scholing

Arbeids
bemiddeling

Hoogopgeleid (havo/vwo/mbo/hbo/wo)
Beroeps
keuzeadvies

Scholing

Arbeids
bemiddeling

Kans op werk
(procentpt)
2 jaar na instroom

3,0

4,5

8,3*

1,6

0,1

13,0*

8 jaar na instroom

-1,8

11,5*

4,6

3,2

-0,2

9,4*

2 jaar na instroom

-0,4

0,4

1,1*

-0,4

-0,1

1,7*

8 jaar na instroom

-0,7

4,9*

5,1*

1,6

2,1

8,5*

2 jaar na instroom

-2,4

1,1

5,5*

-2,6

2,5

11,9*

8 jaar na instroom

1,1

7,1

6,7*

3,9

1,2

8,5*

Aantal maanden
werk

Kans op
duurzaam werk
(procentpt)

Loon
2 jaar na instroom

-€35

€295

€876*

-€283

€114

€2.459*

7 jaar na instroom

-€395

€1.903*

€1.441*

€794

€1.081

€2.282*

Kans op uurloon
ten minste 90%
van oude uurloon
(procentpt)
2 jaar na instroom

1,5

8,2

-7,8

0,2

-4,0

10,7*

7 jaar na instroom

3,6

9,6

0,5

-3,7

2,6

1,1

2 jaar na instroom

-1,2

-1,0

-7,0*

2,1

0,9

-10,1*

8 jaar na instroom

0,8

2,2

-10,0*

-2,3

-6,2

-3,8

2 jaar na instroom

0,3

0,6

-0,5

0,7*

0,2

-0,8*

8 jaar na instroom

-1,0

0,5

-4,1*

-0,6

-3,7

-4,7*

2 jaar na instroom

-0,01

0,01

-0,01

-0,03

-0,01

0,00

8 jaar na instroom

0,03

0,03

0,01

0,01

0,02

0,08

Kans op een
uitkering
(procentpt)

Aantal maanden
in de uitkering

Aantal keren
terugval in de
uitkering

N

11.860

11.445

11.651

9.604

8.890

9.935

N zonder traject

10.921

11.135

11039

8.620

8.598

9.074

939

310

612

984

292

861

N met traject
Noot:

* betekent significant op 5%-niveau.

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

VERSCHIL TUSSEN GROEPEN

Tabel E.5

93

Trajecten in de vrije ruimte effectiever voor laagopgeleiden: instroom WW in 2003
Laagopgeleid (basisonderwijs,
lbo/mavo/vmbo)
Regulier

Vrije ruimte

Hoogopgeleid (havo/vwo/mbo/hbo/wo)

IRO

Regulier

Vrije ruimte

IRO

Kans op werk
(procentpt)
2 jaar na instroom

0,9

7,0*

x

0,7

-0,8

0,4

8 jaar na instroom

1,4

7,4*

x

2,8*

3,4

3,7

2 jaar na instroom

-1,0*

-0,4

x

-1,2*

-1,1*

-1,6*

8 jaar na instroom

0,3

4,3*

x

0,7

0,3

1,2

2 jaar na instroom

-3,5*

2,2

x

-3,5*

-1,8

-6,2*

8 jaar na instroom

3,0*

3,6

x

2,1*

2,5

1,5

Aantal maanden
werk

Kans op
duurzaam werk
(procentpt)

Loon
2 jaar na instroom

-€205

€1.248

x

-€511*

-€357

€108

7 jaar na instroom

€291

€2.789*

x

€335

€928

€3.705*

Kans op uurloon
ten minste 90%
van oude uurloon
(procentpt)
2 jaar na instroom

-4,7*

-0,7

x

-4,5*

-0,2

-4,8

7 jaar na instroom

-4,7*

0,1

x

-1,7*

-1,4

-0,4

Kans op een
uitkering
(procentpt)
2 jaar na instroom

2,8*

3,4

x

2,9*

0,3

-4,6

8 jaar na instroom

1,7

-6,2*

x

1,3*

-0,1

-0,7

2 jaar na instroom

0,8*

0,9

x

1,0*

0,5

0,1

8 jaar na instroom

2,1*

-1,1

x

2,2*

0,5

-2,4*

2 jaar na instroom

-0,01

-0,02

x

-0,01

0,00

0,00

8 jaar na instroom

0,02

0,00

x

0,05*

0,06

-0,07

Aantal maanden
in de uitkering

Aantal keren
terugval in de
uitkering

N

25.428

15.000

9.685

55.838

36.118

13.752

N zonder traject

18.114

14.575

9.617

39.134

35.045

13.301

N met traject

7.314

425

68

16.704

1.073

451

Noot: * betekent significant op 5%-niveau. De effectiviteit van IRO voor laagopgeleide WW'ers kon niet
worden berekend, omdat in 2003 slechts 68 laagopgeleide WW'ers een IRO hebben gevolgd.

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

94

BIJLAGE E

Tabel E.6

IRO en scholing effectiever voor laagopgeleiden: instroom WW in 2006
Laagopgeleid (basisonderwijs,
lbo/mavo/vmbo)

Hoogopgeleid (havo/vwo/mbo/hbo/wo)

Regulier

Vrije
ruimte

IRO

Scholing

Regulier

Vrije
ruimte

IRO

Scholing

2 jaar na instroom

0,8

11,0*

8,4*

14,1*

3,7*

10,2*

3,4*

8,5*

5 jaar na instroom

2,2

4,0

6,1*

8,0*

3,7*

5,9

2,8*

5,3*

2 jaar na instroom

-0,6*

-0,8

-0,3

0,5

-0,6*

-1,3*

-1,2*

-1,0

5 jaar na instroom

-0,1

-0,3

2,2*

5,4*

0,3

0,5

-0,1

1,0*

Kans op werk
(procentpt)

Aantal maanden
werk

Kans op duurzaam
werk (procentpt)
2 jaar na instroom

0,2

1,8

4,5*

11,2*

1,2

-1,1

-0,8

-0,6

5 jaar na instroom

4,8*

9,7*

9,8*

13,4*

3,4*

7,1*

4,4*

6,8*

Loon
2 jaar na instroom

-€102

€347

€1.368*

€3.514*

-€506

€308

-€171

€354

4 jaar na instroom

-€154

-€1.587

€1.586*

€4.308*

-€596

-€90

€310

€677

Kans op uurloon
ten minste 90% van
oude uurloon
(procentpt)
2 jaar na instroom

-5,5*

-17,8*

-0,4

1,3

-7,0*

-12,2*

-4,2*

-5,5*

4 jaar na instroom

-6,2*

-11,0

0,5

1,0

-5,7*

-7,5

-3,0*

-3,0

2 jaar na instroom

1,9

-1,9

-0,8

-1,9

1,3

-0,1

0,9

-0,2

5 jaar na instroom

1,2

0,4

-0,5

-4,6

2,8*

4,8

1,3

-1,7

2 jaar na instroom

0,6*

0,9

0,6*

0,8*

0,7*

0,9*

1,1*

1,5*

5 jaar na instroom

0,8

2,0

-0,1

-1,6

1,8*

3,2*

1,4*

1,6*

Kans op een
uitkering
(procentpt)

Aantal maanden in
de uitkering

Aantal keren
terugval in de
uitkering
2 jaar na instroom

0,00

0,08

-0,01

-0,02

0,01

0,03

0,00

0,00

5 jaar na instroom

0,06

0,28*

0,04

-0,08

0,09*

0,16*

0,03

0,07

N

15.318

8.758

14.495

11.154

32.609

24.306

34.805

26.948

N zonder traject

13.000

8.565

12.967

10.840

29.381

24.042

29.815

26.236

N met traject

2.318

193

1.528

314

3.228

264

4.990

712

Noot:

* betekent significant op 5%-niveau.

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

VERSCHIL TUSSEN GROEPEN

Tabel E.7

95

Geen duidelijke verschillen in effectiviteit van re-integratietrajecten tussen jong en
oud: instroom bijstand in 2003
25-45 jaar
Beroeps
keuzeadvies

Scholing

2 jaar na instroom

2,3

3,8

8 jaar na instroom

1,5

5,0

2 jaar na instroom

-0,4

8 jaar na instroom

0,5

2 jaar na instroom
8 jaar na instroom

45-55 jaar
Arbeids
bemiddeling

Beroeps
keuzeadvies

Scholing

Arbeids
bemiddeling

8,9*

1,6

-5,1

7,6*

3,8

0,7

3,5

8,6*

0,2

1,5*

-0,2

-0,5

1,0*

2,7

5,5*

0,4

0,8

7,2*

-1,8

2,2

10,2*

-1,7

-2,6

5,0

1,9

5,8

4,4*

4,4

3,8

9,1

Kans op werk
(procentpt)

Aantal maanden
werk

Kans op
duurzaam werk
(procentpt)

Loon
2 jaar na instroom

-€230

€258

€1.550*

-€28

-€303

€1.189

7 jaar na instroom

€224

€1.468*

€1.242*

-€46

€541

€2.211*

Kans op uurloon
ten minste 90%
van oude uurloon
(procentpt)
2 jaar na instroom

-2,4

2,7

1,6

-1,2

1,7

4,8

7 jaar na instroom

-2,5

4,0

1,3

3,0

1,6

-3,5

2 jaar na instroom

0,3

-2,4

-5,8*

2,5

8,1

-0,3

8 jaar na instroom

-1,5

1,0

-4,9*

6,7

0,7

-8,0

Kans op een
uitkering
(procentpt)

Aantal maanden
in de uitkering
2 jaar na instroom

0,5*

0,2

-0,7*

0,4

0,7

0,3

8 jaar na instroom

-0,8

-0,3

-3,9*

3,4

0,6

-2,0

2 jaar na instroom

-0,03

-0,01

0,00

-0,01

-0,05

0,05

8 jaar na instroom

-0,05

0,04

0,02

0,05

-0,09

0,11

Aantal keren
terugval in de
uitkering

N

21.316

20.585

21.818

5.087

3.717

4.642

N zonder traject

19.659

20.029

20.493

4.634

3.594

4.371

1657

556

1.325

354

123

271

N met traject
Noot:

* betekent significant op 5%-niveau.

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

96

BIJLAGE E

Tabel E.8

Vrijeruimtetrajecten iets effectiever voor jongeren, IRO effectiever voor ouderen:
instroom WW in 2003
25-45 jaar

45-55 jaar

Regulier

Vrije ruimte

IRO

Regulier

Vrije ruimte

IRO

2 jaar na instroom

0,9

2,9

1,6

0,3

-0,4

2,0

8 jaar na instroom

2,5*

6,7*

2,1

2,0*

-1,4

14,2*

2 jaar na instroom

-1,0*

-0,9*

-1,2

-1,3*

-1,1*

-1,6*

8 jaar na instroom

0,7

1,9

0,3

-0,2

-0,7

6,6

2 jaar na instroom

-3,4*

-0,4

-3,9

-3,9*

-3,5

-7,2

8 jaar na instroom

1,8*

3,6*

-2,4

2,1*

1,3

11,9*

Kans op werk
(procentpt)

Aantal maanden
werk

Kans op
duurzaam werk
(procentpt)

Loon
2 jaar na instroom

-€134

€30

-€246*

-€929*

-€1.127

€807

7 jaar na instroom

€496*

€1.123

€506*

-€99

-€100

€7.972*

Kans op uurloon
ten minste 90%
van oude uurloon
(procentpt)
2 jaar na instroom

-3,7*

-1,9

-1,8

-5,4*

-7,4

-6,8

7 jaar na instroom

-1,8*

-4,7*

0,1

-4,1*

1,6

3,7

Kans op een
uitkering
(procentpt)
2 jaar na instroom

2,7*

0,8

-3,9

4,2*

3,0

-8,2

8 jaar na instroom

1,7*

-2,6

-0,6

-0,1

-0,6

1,3

Aantal maanden
in de uitkering
2 jaar na instroom

0,9*

0,6*

-0,1

1,1*

0,7

0,1

8 jaar na instroom

2,2*

-0,5

-2,7

2,9*

1,2

-2,2

2 jaar na instroom

0,00

0,01

0,04

-0,02*

0,01

-0,02

8 jaar na instroom

0,04*

0,04

-0,10

-0,04*

-0,02

-0,02

Aantal keren
terugval in de
uitkering

N

61.798

41.076

17.706

26.600

15.789

5.307

N zonder traject

45.270

39.967

17.393

17.743

15.328

5.089

N met traject

16.528

1.109

313

8.857

461

218

Noot:

* betekent significant op 5%-niveau.

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

VERSCHIL TUSSEN GROEPEN

Tabel E.9

97

Vrijeruimtetrajecten effectiever voor jongeren, scholing effectiever voor ouderen:
instroom WW in 2006
25-45 jaar

45-55 jaar

Regulier

Vrije
ruimte

IRO

Scholing

Regulier

Vrije
ruimte

IRO

Scholing

2 jaar na instroom

2,7*

13,7*

6,1*

9,6*

5 jaar na instroom

1,8

9,7*

4,0*

3,9

0,8

7,2

5,1*

11,8*

0,9

-1,6

5,4*

7,7*

2 jaar na instroom

-0,4*

-0,1

-0,6*

5 jaar na instroom

0,3

2,9*

0,8

-0,5

-1,2*

-1,1

-0,8*

-0,5

2,0*

-1,0

-1,8

1,2*

3,1*

2 jaar na instroom

2,1

4,9

3,1*

3,0

-2,9*

-0,4

0,8

2,8

5 jaar na instroom

3,4*

11,3*

4,5*

8,5*

2,3

6,9

8,9*

10,6*

Kans op werk
(procentpt)

Aantal maanden
werk

Kans op duurzaam
werk (procentpt)

Loon
2 jaar na instroom

-€157

€2.032*

€796*

€1.453*

-€569*

-€48

€482

€1.421

4 jaar na instroom

-€378

€1.431

€651

€1.543*

-€611

-€1.555

€1.238

€2.384*

Kans op uurloon
ten minste 90% van
oude uurloon
(procentpt)
2 jaar na instroom

-5,3*

-11,0*

-3,5*

-1,9

-5,2*

-9,5

-4,3*

-9,0*

4 jaar na instroom

-5,2*

-10,1*

-1,1

1,1

-5,6*

-0,2

-3,5

-2,2

2 jaar na instroom

0,5

0,9

0,0

0,3

2,8*

-3,3

0,8

-4,1

5 jaar na instroom

1,8

-0,8

0,5

-1,1

3,6*

1,6

0,9

-7,1*

2 jaar na instroom

0,5*

0,7

1,0*

1,6*

1,0*

1,7*

0,9*

0,6*

5 jaar na instroom

1,4*

1,9

1,2*

1,2*

1,9*

3,7*

0,7

-1,2

Kans op een
uitkering
(procentpt)

Aantal maanden in
de uitkering

Aantal keren
terugval in de
uitkering
2 jaar na instroom

0,01

0,03

-0,02

-0,02

0,00

0,08

-0,01

-0,02

5 jaar na instroom

0,09*

0,17*

0,02

0,04

0,08*

0,25*

0,01

0,00

N

38.942

29.590

39.365

31.089

19.493

11.691

19.944

15.733

N zonder traject

34.899

29.283

35.181

30.344

16.723

11.477

16.758

15.327

N met traject

4.043

307

4.184

745

2.770

214

3.186

406

Noot:

* betekent significant op 5%-niveau.

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

98

BIJLAGE E

Tabel E.10

Scholing en beroepskeuzeadvies effectiever voor bijstandsgerechtigden zonder
recent arbeidsverleden, arbeidsbemiddeling effectiever voor bijstandsgerechtigden
met recent arbeidsverleden: instroom bijstand in 2003
Niet gewerkt in 24 maanden voor
instroom
Beroeps
keuzeadvies

Scholing

Arbeids
bemiddeling

Wel gewerkt in ten minste één van 24
maanden voor instroom
Beroeps
keuzeadvies

Scholing

Arbeids
bemiddeling

Kans op werk
(procentpt)
2 jaar na instroom

3,4

6,1*

8,9*

2,2

3,8

10,4*

8 jaar na instroom

4,2

7,9*

2,7

-0,7

-0,2

6,2*

2 jaar na instroom

0,3

0,4

1,2*

-0,7*

0,3

1,3*

8 jaar na instroom

4,2*

7,2*

5,8*

0,2

1,6

6,6*

2 jaar na instroom

0,7

2,9

9,1*

-3,3

2,6

9,5*

8 jaar na instroom

6,3*

11,2*

9,3*

1,3

2,6

5,5*

Aantal maanden
werk

Kans op
duurzaam werk
(procentpt)

Loon
2 jaar na instroom

€116

€547

€1.193*

-€160

€442

€1.985*

7 jaar na instroom

€647

€2.666*

€1.067

€217

€338

€2.094*

Kans op uurloon
ten minste 90%
van oude uurloon
(procentpt)
2 jaar na instroom

-1,3

26,1

29,0

-1,9

1,2

-0,2

7 jaar na instroom

6,9

3,6

-18,7

0,9

0,3

-1,5

2 jaar na instroom

0,5

0,5

-7,0

1,9

0,2

-7,5*

8 jaar na instroom

0,4

3,8

-6,1

3,1

-4,7

-7,4*

2 jaar na instroom

0,3

0,9

-0,5

0,8*

0,3

-0,5*

8 jaar na instroom

-0,9

0,6

-6,1*

1,0

-2,9

-4,6*

2 jaar na instroom

-0,01

0,01

0,01

-0,01

0,02

-0,01

8 jaar na instroom

0,03

0,01

0,04

0,05

0,04

0,03

Kans op een
uitkering
(procentpt)

Aantal maanden
in de uitkering

Aantal keren
terugval in de
uitkering

N

12.562

11.765

12.631

13.864

12.606

14.401

N zonder traject

11.796

11.459

12.227

12.515

12.233

13.211

766

306

404

1.349

373

1.190

N met traject
Noot:

* betekent significant op 5%-niveau.

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

VERSCHIL TUSSEN GROEPEN

Tabel E.11

99

Geen duidelijke verschillen in effectiviteit van re-integratietrajecten tussen personen
met en zonder recent arbeidsverleden: instroom WW in 2003
Niet gewerkt in 3 maanden voor instroom
Regulier

Wel gewerkt in ten minste één van 3
maanden voor instroom

Vrije ruimte

IRO

Regulier

Vrije ruimte

IRO

Kans op werk
(procentpt)
2 jaar na instroom

2,0*

-0,4

x

-0,2

2,7

2,2

8 jaar na instroom

2,3*

4,3

x

2,2*

3,8*

6,5*

2 jaar na instroom

-0,5*

-0,8*

x

-1,4*

-0,9*

-1,0*

8 jaar na instroom

1,2*

2,4

x

-0,2

1,2

2,9

2 jaar na instroom

-1,0

-2,7

x

-4,5*

-0,3

-4,1

8 jaar na instroom

3,1*

7,8*

x

1,7*

2,2

3,1

Aantal maanden
werk

Kans op
duurzaam werk
(procentpt)

Loon
2 jaar na instroom

€24

-€330

x

-€643*

€168

€49

7 jaar na instroom

€492

€1.631

x

-€55

€1.107

€2.384

Kans op uurloon
ten minste 90%
van oude uurloon
(procentpt)
2 jaar na instroom

-5,4*

1,5

x

-3,3*

-2,9

-4,7

7 jaar na instroom

-3,9*

3,8

x

-2,2*

-4,0

-1,6

Kans op een
uitkering
(procentpt)
2 jaar na instroom

2,1*

6,8*

x

3,1*

-0,3

-4,4

8 jaar na instroom

0,6

-1,3

x

0,7

-2,3

0,3

2 jaar na instroom

0,9*

0,8

x

1,0*

0,5*

0,2

8 jaar na instroom

2,4*

1,3

x

1,8*

-0,5

-1,9

2 jaar na instroom

-0,01

0,01

x

-0,01*

0,01

0,00

8 jaar na instroom

0,04

0,05

x

0,02

-0,01

-0,02

Aantal maanden
in de uitkering

Aantal keren
terugval in de
uitkering

N

29.321

N zonder traject
N met traject

18.472

12.598

59.077

37.378

23.024

21.041

402

12.531

41.972

36.212

22.557

8.280

18.874

67

17.105

1.166

467

Noot: * betekent significant op 5%-niveau. De effectiviteit van IRO voor WW'ers zonder recent
arbeidsverleden kon niet worden berekend, omdat in 2003 slechts 67 WW'ers zonder recent arbeidsverleden
een IRO hebben gevolgd.

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

100

BIJLAGE E

Tabel E.12

Alle trajecten effectiever voor personen zonder recent arbeidsverleden: instroom WW
in 2006
Niet gewerkt in 3 maanden voor
instroom

Wel gewerkt in ten minste één van 3
maanden voor instroom

Regulier

Vrije
ruimte

IRO

Scholing

Regulier

Vrije
ruimte

IRO

Scholing

2 jaar na instroom

4,2*

8,1

10,4*

12,5*

1,2

11,6*

3,8*

8,8*

5 jaar na instroom

3,6*

4,9

7,2*

5,6

0,3

3,3

3,8*

3,8

2 jaar na instroom

0,3

-0,1

0,9*

0,8

-1,4*

-1,1*

-1,5*

-1,1*

5 jaar na instroom

1,4*

1,1

3,8*

4,3*

-1,3*

-0,3

-0,5

1,2

2 jaar na instroom

4,1*

4,6

8,7*

9,4*

-2,2

0,0

-1,7

-1,0

5 jaar na instroom

6,8*

6,7

10,8*

12,2*

1,7

7,2*

3,7*

6,5*

Kans op werk
(procentpt)

Aantal maanden
werk

Kans op duurzaam
werk (procentpt)

Loon
2 jaar na instroom

€223

€1.381*

€1.446*

€2.298*

-€705*

€480

€481

€854

4 jaar na instroom

-€5

-€51*

€1.526*

€3.155*

-€904*

-€396

€669

€765

Kans op uurloon
ten minste 90% van
oude uurloon
(procentpt)
2 jaar na instroom

-5,2

5,7

-3,0

3,1

-6,9*

-15,5*

-2,3

-6,5*

4 jaar na instroom

-3,1

12,2

-2,0

1,3

-7,3*

-9,2*

-2,4

-0,5

2 jaar na instroom

0,5

-0,2

-2,1

-1,2

2,6*

-2,2

0,1

-0,7

5 jaar na instroom

0,7

6,7

-1,3

-5,2

4,1*

-1,5

1,3

-1,1*

Kans op een
uitkering
(procentpt)

Aantal maanden in
de uitkering
2 jaar na instroom

0,4*

0,3

0,5*

0,8*

1,1*

1,3*

1,1*

1,4*

5 jaar na instroom

0,6

3,5*

-0,3

-0,8

2,3*

1,3

1,4*

1,5*

2 jaar na instroom

0,03*

0,03

0,01

-0,03

0,00

0,03

-0,01

-0,01

5 jaar na instroom

0,10*

0,17*

0,06*

-0,05

0,11*

0,14*

0,03

0,05

Aantal keren
terugval in de
uitkering

N

22.029

12.743

21.649

14.788

36.411

26.423

37.660

30.206

N zonder traject

19.099

12.594

18.793

14.401

35.523

26.050

33.146

29.444

N met traject

2.930

149

2.856

387

3.888

373

4.514

762

Noot:

* betekent significant op 5%-niveau.

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

VERSCHIL TUSSEN GROEPEN

Tabel E.13

101

Beroepskeuzeadvies en arbeidsbemiddeling effectiever voor samenwonenden:
instroom bijstand in 2003
alleenstaand, alleenstaande ouder
Beroeps
keuzeadvies

Scholing

getrouwd, samenwonend, overig
huishouden

Arbeids
bemiddeling

Beroeps
keuzeadvies

Scholing

Arbeids
bemiddeling

Kans op werk
2 jaar na instroom

0,6

x

10,6*

2,4

4,1

11,0*

8 jaar na instroom

0,1

x

5,7

2,6

5,4

5,9*

2 jaar na instroom

-0,7

x

0,8

-0,3

0,3

1,7*

8 jaar na instroom

-0,5

x

5,4*

1,5

3,5*

7,3*

2 jaar na instroom

-4,3

x

5,3

-1,6

2,0

10,5*

8 jaar na instroom

1,1

x

9,0*

3,5

7,4*

8,8*

Aantal maanden
werk

Kans op
duurzaam werk

Loon
2 jaar na instroom

-€361

x

€964

-€163

€338

€2.211*

7 jaar na instroom

€208

x

€1.487

€370

€1.172

€2.025*

Kans op uurloon
ten minste 90%
van oude uurloon
2 jaar na instroom

-8,7

x

4,6

-2,2

2,4

1,5

7 jaar na instroom

-7,1

x

3,3

4,0

2,4

-1,8

2 jaar na instroom

0,01

x

0,08*

0,02

0,05*

0,11*

7 jaar na instroom

0,03

x

0,06

0,01

0,04

0,08*

2 jaar na instroom

3,9

x

-3,8

0,8

-0,7

-7,7*

8 jaar na instroom

2,6

x

-3,8

0,0

0,6

-5,5*

2 jaar na instroom

0,6

x

0,2

0,5*

0,3

-1,1*

8 jaar na instroom

1,2

x

-3,0

-0,1

0,5

-5,4*

2 jaar na instroom

-0,02

x

0,02

-0,02

0,00

0,02

8 jaar na instroom

-0,01

x

0,08

0,03

0,06

0,10*

2 jaar na instroom

-4,5

X

-6,8

-3,2

-3,4

-3,3

5 jaar na instroom

-2,7

x

-1,9

-2,6

-6,0

-0,4

Deeltijdfactor

Kans op een
uitkering

Aantal maanden
in de uitkering

Aantal keren
terugval in de
uitkering

Kans op geen
werk, geen
uitkering

N

4.197

4.167

4.063

22.374

21.803

22.539

N zonder traject

3.694

4.067

3.708

20.760

21.223

21.299

503

100

355

1.614

580

1.240

N met traject
Noot:

* betekent significant op 5%-niveau.

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

102

BIJLAGE E

Tabel E.14

Geen duidelijke verschillen in effectiviteit re-integratietrajecten tussen alleenstaanden
en samenwonenden: instroom WW in 2003
alleenstaand, alleenstaande ouder

getrouwd, samenwonend, overig
huishouden

Regulier

Vrije ruimte

IRO

Regulier

Vrije ruimte

IRO

2 jaar na instroom

1,9

1,3

x

0,6

1,4

5,9*

8 jaar na instroom

2,4

2,5

x

2,2*

3,6*

9,3*

2 jaar na instroom

-0,8*

-0,3

x

-1,2*

-0,9*

-0,9*

8 jaar na instroom

0,6

0,3

x

0,2

1,1

5,5*

2 jaar na instroom

-1,9

5,9

x

-3,8*

-2,5

-1,8

8 jaar na instroom

2,5*

0,2

x

2,1*

2,7*

6,6*

Kans op werk

Aantal maanden
werk

Kans op
duurzaam werk

Loon
2 jaar na instroom

-€181

€220

x

-€412*

-€82

€741

7 jaar na instroom

€454

€1.451

x

€218

€874

€4.904*

Kans op uurloon
ten minste 90%
van oude uurloon
2 jaar na instroom

-2,6

1,1

x

-4,3*

-0,0

-4,2

7 jaar na instroom

-1,0

0,8

x

-2,8*

-3,7

1,2

2 jaar na instroom

0,02

0,04

x

0,01*

0,02

0,09*

7 jaar na instroom

0,03*

0,02

x

0,02*

0,03*

0,11*

2 jaar na instroom

1,3

-1,5

x

2,6*

1,7

-5,1

8 jaar na instroom

1,7

-2,7

x

0,8

-2,1

-2,7

2 jaar na instroom

0,7*

-0,5

x

0,9*

0,7*

0,0

8 jaar na instroom

1,7*

-2,6

x

2,3*

-0,1

-3,0*

Deeltijdfactor

Kans op een
uitkering

Aantal maanden
in de uitkering

Aantal keren
terugval in de
uitkering
2 jaar na instroom

0,01

0,06

x

-0,01

0,00

0,01

8 jaar na instroom

0,02

-0,02

x

0,03

0,02

-0,06

2 jaar na instroom

-3,2

0,2

X

-3,2

-3,1

-0,8

5 jaar na instroom

-4,1

0,2

X

-3,0

-1,5

-6,6

Kans op geen
werk, geen
uitkering

N

12.734

6.653

5.302

75.664

49.116

18.930

N zonder traject

8.763

6.403

5.216

54.250

47.800

18.482

N met traject

3.971

250

86

21.414

1.316

448

Noot:

* betekent significant op 5%-niveau.

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

VERSCHIL TUSSEN GROEPEN

Tabel E.15

103

Reguliere trajecten effectiever voor samenwonenden: instroom WW in 2006
getrouwd, samenwonend, overig
huishouden

alleenstaand, alleenstaande ouder
Regulier

Vrije
ruimte

IRO

Scholing

Regulier

Vrije
ruimte

IRO

Scholing

Kans op werk
2 jaar na instroom

-1,3

x

5,4*

12,7*

3,4*

9,2*

6,8*

9,3*

5 jaar na instroom

-2,2

x

6,1*

6,4

3,4*

3,6

5,1*

4,2*

2 jaar na instroom

-1,5*

x

-0,6

-1,0

-0,5*

-1,2*

-0,7*

-0,5

5 jaar na instroom

-2,3*

x

1,3

1,4

0,5

0,0

1,1*

2,2*

2 jaar na instroom

-4,6*

x

0,4

2,0

1,3

-1,3

2,5*

2,9

5 jaar na instroom

-0,8

x

6,9*

10,7*

4,7*

5,6*

6,8*

8,1*

Aantal maanden
werk

Kans op duurzaam
werk

Loon
2 jaar na instroom

-€1.245

x

€267*

€655*

-€217

€408

€633

€1.414*

4 jaar na instroom

-€1.371

x

€897

€637*

-€423

-€366

€841*

€1.641*

Kans op uurloon
ten minste 90% van
oude uurloon
2 jaar na instroom

-6,4*

-18,7*

-7,3*

-4,7

-7,9*

-12,8*

-3,7*

-2,4

4 jaar na instroom

-9,5*

-17,0*

-3,5

0,2

-7,4*

-9,8*

-3,2*

0,7

2 jaar na instroom

-0,02

x

0,06*

0,07

0,04*

0,08*

0,06*

0,08*

4 jaar na instroom

-0,03

x

0,05*

0,04

0,03*

0,04

0,05*

0,07*

2 jaar na instroom

3,0

x

1,5

-3,2

1,1

0,7

-2,0*

-1,4

5 jaar na instroom

4,3*

x

-1,0

-7,0

2,5*

3,0

-0,8

-2,9

2 jaar na instroom

0,8*

x

1,1*

1,7*

0,6*

1,4*

0,7*

1,1*

5 jaar na instroom

2,3*

x

1,0

0,6

1,3*

3,0*

0,3

0,2

2 jaar na instroom

0,01

x

-0,03*

-0,01

0,02

0,04

0,00

-0,02

5 jaar na instroom

0,05

x

0,00

0,04

0,11*

0,17*

0,04*

0,01

2 jaar na instroom

-1,7

x

-6,9

-9,5

-4,5

-9,9

-4,8

-7,9

5 jaar na instroom

-2,1

x

-5,1

0,6

-5,9

-6,6

-4,3

-1,3

Deeltijdfactor

Kans op een
uitkering

Aantal maanden in
de uitkering

Aantal keren
terugval in de
uitkering

Kans op geen werk,
geen uitkering

N

8.503

7.472

8.901

5.764

49.809

41.133

50.408

39.915

N zonder traject

7.431

7.391

7.518

5.557

44.067

40.691

44.421

38.971

N met traject

1.072

81

1.383

207

5.742

442

5.987

944

Noot:

* betekent significant op 5%-niveau.

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

LANGE TERMIJNEFFECTEN VAN RE-INTEGRATIE

104

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

LANGE TERMIJNEFFECTEN VAN RE-INTEGRATIE

Bijlage F
Tabel F.1
Auteur,
jaar
Lechner,
Miquel,
Wunsch
2007.
German
Economic
Review

105

Literatuur

Literatuur m.b.t. (lange termijn) effecten van re-integratieactiviteiten

Land, jaar

Methode

Type traject

Uitkomstmat
Regressoren
en

OostDuitsland,
jaren ‘90

Matching

Kortdurende training
(maximaal 6 maanden)

Kans op een
baan

Langdurende training
(meer dan 6 maanden)

Kans op een
uitkering

Retraining (opleiden voor
nieuw beroep)

Leeftijd, opleidingsniveau,
type huishouden,
informatie over vorige
werkgevers, inkomsten,
beroep, regionale
variabelen waaronder
lokale
werkloosheidspercentage

Bedoeld voor WW’ers

(Kosten)effectivit
(Kosten)effectiviteit
eit korte termijn
lange termijn
(heterogene
(heterogene effecten)
effecten)
Inkomsten uit
arbeid zijn 100200 euro per
maand hoger na
4-8 jaar voor alle
trajecten

Uitleg verschil
tussen korte en
lange termijn
effecten

Effectiviteit gemeten tot
8 jaar na start traject
Lange trainingsprogramma’s
(langdurende training en
retraining) hebben geen
of zelfs een negatief
effect op de kans op
een baan voor mannen,
maar zijn wel effectief
voor vrouwen.
Effect op baankans is
groter in regio’s met
lage werkloosheid

Lechner,
Duitsland,
Wunsch
jaren ‘90
2006.
Journal for
Labour
Market
Research

Matching

Kortdurende training
(maximaal 6 maanden)
Langdurende training
(meer dan 6 maanden)
Retraining (opleiden voor
nieuw beroep)
Bedoeld voor WW’ers

Kans op een
baan

Leeftijd, opleidingsniveau,
type huishouden,
informatie over vorige
Kans op een werkgevers, inkomsten,
baan voor ten beroep, regionale
variabelen waaronder
minste 7
maanden op lokale
werkloosheidspercentage
rij

De stijging in de
Effectiviteit gemeten tot
kans op een
8 jaar na start traject
uitkering (lock-in)
op korte termijn
Stabiele verhoging van
wordt niet goed
de kans op een baan
gemaakt door een met 10 procentpunt na
daling op de lange een lock-in-effect op
termijn.
korte termijn.

Inkomsten uit
arbeid
tenminste
90% van

Voor de kans op Ook ongeveer 10
een baan geldt
procentpunt hogere
wel dat de
kans op een duurzame
negatieve effecten baan, en 10 procentpunt

Lock-in-effecten,
deze effecten zijn
langer naarmate
het aangeboden
traject langer
duurt.

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

106

BIJLAGE F

inkomsten
voor
werkloosheid
Kans op een
uitkering
Bruto inkomen
(per maand)
uit loondienst
En
gecumuleerde
versies van
bovenstaande
uitkomstmaten
Fitzenberg Ooster, Völter
Duitsland,
2007.
jaren ‘90
Labour
Economics.

Matching (dynamische Practice firms (PF):
benadering).
bedrijven waarin
werknemers werkervaring
kunnen opdoen
Effect van nu een
traject in vergelijking
met het later inzetten SPST: training van
van een traject.
specifieke vaardigheden
(bijv.
Met een duurmodel
computervaardigheden).
zou het moeilijk zijn
om rekening te
Retraining: formele
houden met het hoge scholing die tot 2 jaar
aantal transities van
duurt (theoretisch en
werk naar
praktisch)
werkloosheid en weer
Bedoeld voor WW’ers
terug.

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

Kans op een
baan (per
kwartaal)

op korte termijn op hogere kans op een
de lange termijn
hoog loon (ten minste
worden
90 procent van het loon
goedgemaakt.
voor werkloosheid)
De stijging van
inkomsten uit
arbeid op lange
termijn wordt
grotendeels
verklaart uit het
feit dat de kans op
een baan op lange
termijn toeneemt.

Leeftijd, type huishouden, Lock-in effecten, Effectiviteit gemeten tot Lock-in effecten
opleidingsniveau, 1 jaar
die groter zijn voor 5 jaar na start traject
arbeidsverleden (regionale langdurende
informatie, beroep,
programma’s (tot Positief effect op
bedrijfsgrootte, inkomsten 2,5 kaar voor
Percentage
werkgelegenheidsperce
uit arbeid), kalendermaand retraining).
verstrekte
ntage: stijging van 10-15
waarin de persoon
uitkeringen
procentpunten voor alle
(per kwartaal) werkloos wordt.
Effecten voor
programma’s. Alleen
mannen en
SPST, aangeboden in
vrouwen zijn
het eerste half jaar van
Resultaten zijn
vergelijkbaar (ook werkloosheid, heeft een
gestratificeerd naar het
op lange termijn) positief cumulatief effect
aantal maanden dat de
werkloze een uitkering
op de werkgelegenheid
ontving voordat het traject
na 5 jaar.
begon
Geen effect op het
percentage verstrekte
uitkeringen. Dit wijst
erop dat deelnemers
aan trajecten
weerhouden worden om
zich van de
arbeidsmarkt te
onttrekken.

LITERATUUR

WinterEbmer
2001. IZA
DP

Oostenrijk,
jaren ‘80

107

IV Tobit met als
instrument voor
selectie in een traject
(1) ex-werkgever of
(2) percentage
onnodige werknemers
in elk bedrijf in elk
jaar.
Controlegroep: alle
werknemers die bij
één van de
staalbedrijven werkte
maar die bij het bedrijf
vertrokken zijn en in
datzelfde of het
volgende jaar
werkloos worden.

Jespersen Denemarke Propensity score
et al.,
n, jaren ’90 matching
2008.
en jaren ‘00
Labour
Economics

Persoonlijkheidstraining+f
ormele scholing
en/of
arbeidsbemiddeling en/of
hulp voor het opstarten
van een eigen bedrijf.

Aantal
gewerkte
dagen nadat
het traject ten
einde is (per
jaar)

De training neemt 38,5u
per week in beslag

Loongroei na
beëindiging
van het traject

Geslacht, leeftijd,
Gemiddeld 70
Effectiviteit gemeten tot
opleidingsniveau,
extra dagen werk 5 jaar na eindigen
etniciteit, type huishouden, per jaar.
traject
vorig loon, aantal
maanden gewerkt in
Minder effectief
De winst in het aantal
vorige baan, vorige baan voor vrouwen, niet extra gewerkte dagen
was een deeltijdbaan (j/n), effectief voor
neemt enigszins af over
sector van vorige baan
jeugd (<27 jaar)
de jaren.
Gemiddelde extra De winst in loongroei is
loongroei 6-7
constant over de jaren.
procentpunt, 14
procentpunt voor Totale opbrengsten (in
vrouwen. Grote
dollars) zijn iets hoger
effecten voor de
dan totale kosten
jeugd (<22 jaar)
(directe kosten en extra
en geen effect
uitkeringslasten tijdens
voor personen
deelname traject) onder
ouder dan 36 jaar. de aanname dat de
winst in aantal gewerkte
dagen/loongroei 10 jaar
duurt.

Bedoeld voor
boventallige
werknemers van
staalbedrijven in de
leeftijdscategorie 16-53
jaar

Gesubsidieerd werk in
private sector (22 weken)

Kans op een
baan (per
kwartaal)

Werkervaringsplaats in de
publieke sector (39
Jaarlijkse
weken)
inkomsten uit
arbeid
Scholing (28 weken-2
jaar)
‘Overige trajecten’
Bedoeld voor WW’ers

Leeftijd, geslacht, type
huishouden, leeftijd van
kinderen, nationaliteit,
opleidingsniveau,
vervangingsratio,
vermogen, regionale
dummies, lid van vakbond
j/n, arbeidsverleden (duur
van vorige werkloosheid,
aantal voorgaande
werkloosheidsperioden,
arbeidservaring, aantal
maanden werk t.o.v. van
aantal maanden werkloos,
aantal maanden
arbeidsongeschiktheidsuit
kering)

Negatieve lock-ineffecten
gedurende ten
minste 1 jaar
(gesubsidieerd
werk in private
sector) tot 4 jaar
voor de andere
typen trajecten.

Effectiviteit gemeten tot
11 jaar na start traject

Stijging van kans op een
baan met 5-10
procentpunt door
gesubsidieerd werk in
de private sector. Ook
een significant positief
effect op inkomsten
Lagere inkomsten (+8.9% in jaar 11 na
start traject).
uit arbeid in de
eerste 2 jaar voor
scholing.
Geen significant effect
van andere trajecten.
Kosteneffectiviteit over
11 jaar (toename in
inkomsten + afname in

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

108

BIJLAGE F

DWL –
programmakosten
inclusief DWL):
gesubsidieerd werk +
€38.000,
werkervaringsplaats +
€12.000 en scholing €12.000
Lechner et (Westal., 2011.
)Duitsland,
Journal of jaren ‘90
the
European
Economic
Association

Matching
(radius/propensity
score)

PF
(werkervaringsplaatsen)

Kortdurende training
Dynamische schatters
Langdurende training
en/of duurmodellen
zijn niet gewenst
vanwege kleine aantal Retraining
deelnemers per
Bedoeld voor WW’ers
traject.
Matchingschatters
houden automatisch
rekening met alle
mogelijke heterogene
behandelingseffecten

Kans op een
baan
Aantal
maanden
werk
Kans op
uitkering
Ten minste 7
maanden
werk op een rij
Inkomsten uit
arbeid

Leeftijd, opleidingsniveau, De trajecten die
type huishouden,
langer duren
informatie over exhebben langere
werkgevers, loon, beroep, lock-in-effecten (6
regionale dummies, lokale tot 24 maanden)
werkloosheidspercentages waarin effecten
, kalendermaand waarin
negatief of
het traject start
insignificant zijn.

Effectiviteit gemeten tot
8 jaar na start traject
Training verhoogt kans
op een baan met 10-20
procentpunt
Langetermijneffecten
van de meest intensieve
(langdurende) trajecten
zijn het grootst.
De cumulatieve effecten
van de trajecten zijn
vergelijkbaar (ongeveer
10 extra maanden werk
8 jaar na start
programma)
Het effect van retraining
op het totaal aantal
gewerkte maanden
wordt pas positief 5 jaar
na start van het traject

Na 8 jaar is het
inkomenseffect van
retraining + € 550 per
maand, andere trajecten
geven + €150 - € 400
extra inkomsten per
maand

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

LITERATUUR

109

Retraining is het meest
effectief voor vrouwen
en voor werklozen
zonder diploma’s
PF zijn het minst
effectief voor mannen
en voor personen die
slechts kortdurend
werkloos zijn
Kortdurende training is
minder effectief voor
vrouwen
Langdurende training is
niet effectief voor
personen met een a
priori goede kans op
een baan
In het algemeen zijn
lock-in-effecten groter
voor personen met een
a priori goede kans op
een baan.
Fitzenberg
er et al .,
2006. IZA
Discussion
Paper

(West-)
Propensity score
PF (practice firm):
Duitsland,
matching (dynamisch)
jaren ’80 en
SPST: kortdurende
‘90
training van specifieke
vaardigheden
RT (retraining): 2 jaar
durende formele scholing
Bedoeld voor WW’ers

Kans op een
baan (per
kwartaal)

Leeftijd, geslacht, type
PF en SPST
huishouden, kinderen,
hebben een lockallochtoon,
in-effect van
opleidingsniveau, sector
ongeveer 6-12
van vorige baan,
maanden,
bedrijfsgrootte, loon in
retraining heeft
vorige baan,
een lock-in-effect
arbeidsverleden, regionale van 2 jaar.
variabelen (regio van de
laatste baan,
werkloosheidspercentage,
bevolkingsdichtheid),
kwartaal en jaar van
instroom in werkloosheid.

Na 3 jaar is de kans op
een baan ongeveer 20
procentpunt hoger (15
procentpunt wanneer
het traject wordt
begonnen tijdens een
recessie), en neemt
daarna enigszins af.

Lock-in-effecten

Retraining is minder
effectief dan SPST in
een recessie

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

110

Caliendo
en Künn
2011

BIJLAGE F

Duitsland,
jaren ‘00

Propensity score
matching en
conditional difference
in differences

Bridging allowance (BA):
gehele uitkeringsbedrag
wordt tijdens de eerste 6
maanden als zelfstandige
doorbetaald

Leeftijd, duur van vorige
baan, regio, vorig loon,
indicatoren voor
arbeidsverleden, ouders
zijn zelfstandigen (j/n)

Effectiviteit gemeten tot
5 jaar na verstrekking
van subsidie
Na 5 jaar hebben
deelnemers aan SUS
(BA) een 15% (10%)
lagere kans op een
werkloosheidsuitkering.

Start-up subsidy (SUS):
uitkering van €240 tot
€600 per maand in de
(maximaal) eerste 3 jaar
als zelfstandige.

De
werkgelegenheidseffect
en op lange termijn zijn
extra positief voor
personen met een laag
opleidingsniveau.

Bedoeld voor WW’ers

Maandelijkse inkomsten
uit arbeid is na 5 jaar
€435 (€618) hoger voor
deelnemers aan SUS
(BA)
Couch
Groot1992.
Brittannie,
Journal of jaren ‘70
Labor
Economics

Experiment, directe
vergelijking

Gesubsidieerd werk in de Jaarlijkse
publieke sector, maximaal inkomsten
18 maanden.
Bedoeld voor
bijstandontvangers
(vrouwen en jeugd)

Geen

+ $250 voor
vrouwen in het
eerste jaar nadat
het
gesubsidieerde
werk is geëindigd,
niet effectief voor
de jeugd.

Effectiviteit gemeten tot
8 jaar na eindigen
traject.
+ $400 voor vrouwen in
jaar 4-8 nadat het
gesubsidieerde werk is
geëindigd, niet effectief
voor de jeugd.
Sociale kosten en
opbrengsten van de
subsidie is ongeveer
gelijk voor vrouwen
(over 8 jaar) maar voor
de jeugd zijn de kosten
hoger dan de
opbrengsten.

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

LITERATUUR

Hotz e.a.
2000.
NBER
Working
Paper.

VS,
Jaren ‘80

111

Experiment +
matching

“Work first”
Ooit gewerkt x Geslacht,
(sollicitatieplicht en daarna jaren na start opleidingsniveau,
een onbetaalde
traject
etniciteit, 1 kind, kind
werkervaringsplaats)
onder de 5, loon in vorige
baan, indicatoren voor
Aantal
deelname aan de
“Human capital” (scholing) kwartalen
arbeidsmarkt, indicator
gewerkt x
jaren na start voor ontvangst van
Bedoeld voor
bijstandontvangers
bijstandsuitkering in het
traject
verleden (en bedrag),
arbeidsverleden
Jaarlijkse
inkomsten uit
arbeid

Tot 3 jaar na start Effectiviteit gemeten tot
van het traject zijn 9 jaar na start traject
alle effecten
positief
Alle effecten zijn positief
(gewoonlijk in jaren 4-6
na start traject) en later
insignificant (gewoonlijk
in jaren 7-9 na start
traject)

De effectiviteit van
work first
programma’s is
groter tot 6 jaar na
start van het
traject. Na 7-9 jaar
zijn de trajecten
even effectief.
Scholingsprogram
ma’s kosten
normaal
gesproken meer
tijd dan ‘work first’
programma’s

Inkomsten
boven voltijds
minimumloon
(j/n)
Ooit
bijstandsuitker
ing ontvangen
(j/n)
Aantal
kwartalen
bijstandsuitker
ing ontvangen
Jacobson VS, jaren
e.a. 2005. ‘90
Journal of
Econometri
cs.

Kleinste kwadraten
met fixed effects voor
individuen en jaren

Formele scholing (duurt
gemiddeld 2 tot 3 jaar)

Inkomsten

Gewerkte
uren
Bedoeld voor ontslagen
werknemers met ten
minste 3 jaar werkervaring
in het bedrijf.

Leeftijd, opleidingsniveau, Inkomsten zijn
geslacht,
lager onmiddellijk
minderheidsgroepering j/n, na het einde van
dummies voor aantal
de formele
kwartalen tot het traject
scholing (en deze
wordt gestart, etniciteit,
‘dip’ is groter
locatie, sector vorige
naarmate er meer
baan, werkervaring
ECTS zijn
behaald)

Effectiviteit gemeten tot
5 jaar na start traject
Eén jaar school
verhoogt inkomsten met
9 procent voor mannen
en 13 procent voor
vrouwen (1/3 van dit
effect is toe te schrijven
aan een verhoging van
het aantal uren, 2/3 aan
verhoging van het loon)
Alleen technische

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

112

BIJLAGE F

(wiskundige) vakken zijn
effectief.
Tegenover elke
geïnvesteerde euro
staat €1.10 voor
mannen en €1.17 voor
vrouwen (inclusief
directe kosten van
scholing,
welvaartskosten van
belastingen veroorzaakt
door subsidies voor
scholing en misgelopen
inkomsten tijdens het
volgen van vakken).
Lalive et al. Zwitserland, (Vergelijking van)
2008.
jaren ‘90
matching en
duurmodellen.
The
Economic
Journal
Aanname matching:
alle factoren die de
kans op een traject en
de baankans
beïnvloeden zijn
meegenomen in het
model.

Basistraining, zoals
computervaardigheden of
taalvaardigheden (duur 1
maand).
Geavanceerde training
(duur 2 maanden).
Werkervaringsplaats in de
publieke sector voor 5
maanden

Duurmodellen maken Gesubsidieerd werk
parametrische
Bedoeld voor WW’ers
aannames (bijv.
exponentiële
functionele vorm) en
nemen aan dat het
traject ‘onverwacht’
komt (de deelnemer
kan niet inschatten
wanneer het traject
precies wordt ingezet).

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

Kans om
werkloos te
blijven

De auteurs beschrijven het Effectiviteit
belang van het toevoegen gemeten tot 1,5
van een subjectieve
jaar na start traject
beoordeling van de
werkcoach als variabele. Kans om werkloos
te blijven is groter
in de eerste 4-12
maanden (lock-ineffect)
Lock-in is 12
maanden voor
basistraining en
werkervaringsplaa
ts, 6 maanden
voor
geavanceerde
training en 4
maanden voor
gesubsidieerd
werk.
In het duurmodel
is geen enkel
traject effectief.

LITERATUUR

Kluve
2010.
Labour
Economics

19
verschillend
e landen,
overzicht
van
effectiviteit
van 137
trajecten.

113

N=51 matching, N=42
duurmodellen, N=39
kleinste kwadraten/
selectievergelijkingen/
anders, N=9
experimenten

Services en sancties

Kans op een
baan

Initiatieven gerelateerd
aan de private sector
(loonkostensubsidies,
inkomensondersteuning
voor beginnend
zelfstandigen)

Observatieperiode,
evaluatieperiode, index
voor ontslagbescherming,
tijdelijk contract (j/n),
vervangingsratio,
werkloosheidspercentage,
jaarlijkse BBP, uitgaven
aan re-integratietrajecten
als % van het BBP

Directe plaatsing in de
publieke sector

Vooral jaren
’80, ’90, ‘00

Services en
sancties hebben
het grootste
positieve effect op
kans op een baan,
directe plaatsing
in de publieke
sector de laagste
kans (soms zelfs
negatief)
Trajecten voor
jongeren zijn erg
ineffectief.
Trajecten zijn
meer effectief
wanneer
werkloosheid
hoog is.

Vikström et Denemarke
al., 2011.
n, jaren ‘00
IFAU
Working
Paper

Experiment + nietparametrische
grenzen
Voordeel: geen
parametrische
aannames, houdt
rekening met
dynamische selectie.

Een totaalprogramma,
bestaande uit:
Hulp bij het zoeken naar
werk
Monitoren (gesprekken
met de werkcoach) en
sancties
Training

Kans om
werkloos te
blijven

Geen

Vermindering van
werkloosheidsduu
r met gemiddeld 2
weken in de
eerste ¾ jaar
De kans op een
baan neemt ook
toe voor de
afzonderlijke
componenten van
het programma

Bedoeld voor WW’ers
Hulp bij zoeken
naar werk,
gesprekken met
de werkcoach en
training zijn meer
effectief voor
personen onder
de 40 jaar.

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

114

Wunsch en (West-)
Lechner,
Duitsland,
2008.
jaren’00
Kyklos.

BIJLAGE F

Matching
(radius/propensity
score)

Kortdurende
gecombineerde trajecten
(SCM – verwerven van
specifieke kennis en/of
vaardigheden)

Kans op niet- Arbeidsverleden van de 10
gesubsidieerd jaar voor instroom in
werk
werkloosheid
(arbeidsmarktstatus,
werkgevers, loon, beroep),
Loon in
regionale variabelen
vergelijking
met de baan (regionale dummies,
Assesment (JSA)
voor instroom lokaal
werkloosheidspercentage,
Kortdurende training (ST) in
werkloosheid demografische en
Baangerelateerde training Kans op werk industrieopbouw,
belastingopbrengsten,
(JRT)
migratie, infrastructuur en
Kans op
stedelijkheid), leeftijd,
toekomstige
Algemene training met
deelname aan opleidingsniveau, type
een duur tot 6 maanden
huishouden, gezondheid,
re(GT6)
integratietraje kenmerken van de
gewenste baan, houdt zich
cten
Algemene training met
aan de voorwaarden voor
een duur van meer dan 6
de uitkering j/n, maximaal
Totale
maanden (GT6+)
WW-recht
inkomsten
Formele scholing
Ontvangen
resulterend in een titel
inkomsten uit
(DC)
uitkeringen
Gesubsidieerde banen in
de overheidssector
Bedoeld voor WW’ers

SEO ECONOMISCH ONDERZOEK

Effectiviteit gemeten tot
2,5 jaar na start traject
2-13 maanden MEER in
de uitkering (aantal
maanden in de uitkering
stijgt met de duur van
het traject)
Werklozen met a priori
goede kansen op een
baan hebben weinig aan
een traject (door lange
lock-in-effecten)
Enigszins positieve
effecten zijn er wel voor
werklozen met a priori
een slechte kans op een
baan, werklozen zonder
vervolgopleiding en
werklozen voor wie het
traject na een relatief
groot aantal maanden in
werkloosheid wordt
gestart (na >5
maanden)