Groeit de werkgelegenheid na een export- of importstart?

De voortschrijdende globalisering van de afgelopen decennia en de daarmee gepaard gaande groei in internationale handel leidt tot veel maatschappelijk debat. Enerzijds wordt er op gewezen dat globalisering leidt tot economische groei en dus meer welvaart. Anderzijds zijn er zorgen dat bepaalde groepen onevenredig profiteren van deze groei en welvaart. Bedrijven met internationale handel in goederen vormen slechts een klein gedeelte van het totale bedrijfsleven maar zijn daarbinnen wel goed voor ruim zes op de tien banen. In dit hoofdstuk wordt bekeken hoe het personeelsbestand van bedrijven die structureel beginnen met importeren of exporteren verandert ten opzichte van bedrijven die niet handelen of incidenteel handelen. Neemt de werkgelegenheid bij deze starters toe of af? En als er iets verandert, gebeurt dat dan voor, tijdens of na de import- of exportstart?

2.1Inleiding

De internationale handel en buitenlandse investeringen maakten de afgelopen decennia een stormachtige groei door. Ook de totale Nederlandse in- en uitvoer als percentage van het BBP groeide de afgelopen jaren consistent (CBS, 2018a). Meer handel lijkt te leiden tot meer economische groei. Zo schatte de OESO (2003) dat een 10 procentpunt toename in de openheid voor internationale handel gepaard gaat met circa 4 procent groei in het inkomen per hoofd van de bevolking in het OESO-gebied.noot1 Daarnaast is voor Nederland bekend dat de toegevoegde waarde van de export ongeveer een derde van het BBP uitmaakt (Lemmers et al., 2017).

Foto omschrijving: Vrouw op fiets met doos van webwinkel onder haar arm.

1 tot 2 procentpunten extra vte-groei in het jaar van starten voor structureel startende exporteurs vergeleken met incidentele starters en niet-handelaren
1 procentpunt extra vte-groei rondom het jaar van starten voor structureel startende importeurs ten opzichte van incidentele starters en niet-handelaren

Importconcurrentie en werkgelegenheid

Het is echter niet zo dat openheid van de economie uitsluitend positieve gevolgen heeft. Zo laten Acemoglu et al. (2016) zien dat importconcurrentie – de mate waarin een sector blootstaat aan concurrentie uit het buitenland – in de Verenigde Staten tijdens de periode van snelle groei van de internationale wereldhandel voor een sterke reductie in het aantal banen in de industrie heeft geleid. Gedurende de onderzochte periode is het aantal banen buiten de industriële productie zelfs sterk toegenomen. De auteurs wijten dit aan de hevige importconcurrentie voor de Amerikaanse industrie door Chinese import. Mion en Zhu (2013) laten zien dat importconcurrentie vanuit China voor Belgische bedrijven in de industrie leidt tot een lagere groei van de werkgelegenheid binnen deze bedrijven en tot een stijging van het gemiddelde opleidingsniveau van het personeel. Offshoring naar China door deze bedrijven leidt ook tot een kleine maar significante daling van het aandeel productiemedewerkers. In een overzichtsstudie laat Wagner (2012) zien dat importerende bedrijven productiever zijn dan bedrijven die geen handel drijven. De verklaring die Wagner hiervoor geeft, is dat bedrijven die al relatief productief zijn de hoge vaste kosten van het starten met importeren kunnen dragen.

Voor werknemers kunnen de gevolgen van importconcurrentie nadelig en blijvend zijn. Autor et al. (2014) tonen aan dat werknemers in de industrie, die in 1991 in hoge mate hebben blootgestaan aan importconcurrentie, gedurende de volgende 15 jaar van hun loopbaan minder verdienen, vaker veranderen van werkgever en sector, en vaker in een uitkering belanden. Hoewel ook hoogbetaalde medewerkers wat vaker van baan veranderen, vinden de auteurs de negatieve effecten vooral voor laagbetaalde werknemers.noot2

Exporteren en werkgelegenheid

Voor het exporteren van goederen liggen nadelige werkgelegenheidseffecten niet direct voor de hand. De algemene consensus is namelijk dat exporteren tot meer groei en meer banen leidt. Zo is bijna 30 procent van de werkgelegenheid in Nederland direct of indirect te danken aan de export van goederen en diensten (Lemmers et al., 2017).

Ook op bedrijfsniveau worden voornamelijk positieve werkgelegenheidseffecten gevonden van het beginnen met exporteren. Zo laat Wagner (2002) voor bedrijven in de industrie in de Duitse deelstaat Nedersaksen zien dat starten met exporteren een positief en significant effect heeft op de groei van de werkgelegenheid bij het exporterende bedrijf. Zo groeit de werkgelegenheid bij bedrijven die starten met exporteren tussen 1978 en 1989 met ruim 11 procent over een periode van 5 jaar; de bedrijven die niet handelen hebben daarentegen te maken met een krimp van ongeveer 1,5 procent. Serti en Tomasi (2008) vinden ook een positief effect van het starten met exporteren op de omvang van het personeelsbestand. Zij zien wat betreft werkgelegenheidseffecten een vergelijkbaar effect als Wagner (2002).

Het personeelsbestand van export- en importstarters

In dit hoofdstuk onderzoeken we in hoeverre bedrijven in Nederland hun personeelsbestand aanpassen naar aanleiding van, of in anticipatie op, een export- of importstart.noot4 We maken daarbij onderscheid tussen bedrijven die in 2012 structureel (ofwel ‘vrijwel elk jaar’) zijn gaan handelen en bedrijven die vanaf datzelfde moment incidenteel (ofwel ‘af en toe’) zijn gaan handelen.noot4 Deze twee typen starters worden in dit hoofdstuk niet alleen onderling vergeleken, maar ook met bedrijven die geen handel drijven. Voor deze niet-handelaren zijn alleen die bedrijven meegenomen, die in 2010 vergelijkbare kenmerken hadden als de startende handelaren.

In onze analyses ligt de nadruk op werkgelegenheidseffecten op bedrijfsniveau (in termen van voltijdsequivalenten). Ook bekijken we de leeftijdsopbouw van het personeelsbestand, het aandeel mensen dat deeltijd werkt en het aandeel medewerkers met een dienstverband voor onbepaalde tijd. Die laatste twee indicatoren geven een beeld van hoe de mate van flexibiliteit van het personeelsbestand verandert.

Op basis van de bestaande literatuur verwachten we dat startende exporteurs groeien in omvang. Voor startende importeurs verwachten we een minder duidelijk effect, de effecten kunnen namelijk twee kanten op werken. Als het starten met importeren leidt tot vervanging van eigen productie, verwachten we een afname van de werkgelegenheid op bedrijfsniveau. Maar wanneer importeren een bedrijf efficiënter en productiever maakt, zouden we eerder een groei van het personeelsbestand verwachten.

Leeswijzer

De verdere opbouw van het hoofdstuk is als volgt. In paragraaf 2.2 worden enkele beschrijvende statistieken en trends getoond met betrekking tot het personeelsbestand bij zowel importerende als exporterende bedrijven. In paragraaf 2.3 gaan we dieper in op de verschillende soorten startende handelaren – structureel en incidenteel – en vergelijken we de ontwikkeling van het personeelsbestand bij deze bedrijven met dat van ‘tweeling’ bedrijven: bedrijven die op verschillende fronten vergelijkbaar zijn behalve dat ze niet starten met handelen. In paragraaf 2.4 volgt dan de conclusie en discussie. Verdere uitleg en toelichting op de gebruikte data en methoden is te vinden in paragraaf 2.5.

2.2Het personeelsbestand van handelaren en niet-handelaren

De vraag die we in dit onderzoek willen beantwoorden is of het starten met structureel handelen correleert met aanpassingen in het personeelsbestand. Hiertoe worden startende structurele handelaren niet alleen vergeleken met bedrijven die helemaal geen handel drijven (niet handelaren, ofwel ‘nh’), maar ook met bedrijven die op hetzelfde moment als de structurele handelaren zijn begonnen met handelen, maar waarbij de handel een incidenteel karakter heeft (incidentele handelaren, ofwel ‘ih’). Dit om te voorkomen dat conclusies over startende structurele handelaren worden getrokken op basis van analyses waarin ze uitsluitend worden vergeleken met bedrijven die inherent nooit zullen handelen.noot5

Startende structurele handelaar (sh)

Een structurele starter is een bedrijf dat geen goederenhandel dreef in 2010 en 2011 en dat wel deed in 2012 en 2013. In de daaropvolgende drie jaren (2014-2016)noot6 heeft het bedrijf in minimaal twee jaren handel gedreven. Door toe te staan dat een bedrijf één jaar niet handelt sluiten we aan bij Wagner (2002).

Startende incidentele handelaar (ih)

Een incidentele starter had geen goederenhandel in 2010 en 2011, maar wel in 2012. In 2013 handelde het bedrijf niet. In de daaropvolgende drie jaren (2014-2016) handelde het in precies één jaar.

In de analyses wordt afzonderlijk naar de rol van export en import gekeken. Een startende structurele exporteur wordt dus afgebakend als bedrijf dat niet exporteert in 2010 en 2011, maar wel in 2012 en 2013, en in tenminste twee van de jaren 2014-2016. Op een vergelijkbare manier worden incidentele exporteurs en incidentele en structurele importeurs afgebakend. Er wordt telkens een minimum grenswaarde van 5.000 euro gehanteerd. Bedragen daaronder worden als ‘geen import/export’ gezien.

Nu deze verschillende groepen handelaren een duidelijke afbakening kennen, is het mogelijk om een aantal cruciale trends voor en verschillen tussen beide groepen handelaren en niet-handelaren te laten zien. Er is echter nog een punt dat geadresseerd moet worden. Zoals beschreven in de paragraaf 2.5 ‘Data en methoden’ bestaat de oorspronkelijke dataset uit alle bedrijven met werknemers in loondienst. Om ervoor te zorgen dat we redelijkerwijs vergelijkbare bedrijven in de analyse meenemen, hebben we een subset samengesteld aan de hand van ‘propensity-score matching’ (PSM). Simpel gezegd betekent dit dat deze subset bestaat uit drie groepen bedrijven (structurele starters, incidentele starters en niet-handelaren) die bij aanvang van de analyseperiode in 2010 vergelijkbaar met elkaar zijn wat betreft productiviteit, grootteklasse, bedrijfstak en het al dan niet vallen onder buitenlandse zeggenschap. De onderstaande bespreking van kenmerken van handelaren en niet-handelaren is gebaseerd op de dataset met vergelijkbare bedrijven.

Het meest opvallende verschil tussen de drie groepen handelaren is de ontwikkeling in de werkgelegenheid gemeten in het aantal voltijdsequivalenten (vte), zoals te zien is in de figuren 2.2.1 en 2.2.2. Startende structurele exporteurs kennen een hogere groei wat betreft de omvang van het personeelsbestand dan zowel de startende incidentele exporteurs als de niet-handelaren. Zo groeien structurele startende exporteurs van 15,2 werknemers in 2010 naar 19,1 werknemers in 2015, een groei van 26,1 procent. Bij structurele startende importeurs groeit het gemiddelde personeelsbestand in dezelfde periode van 15,8 naar 22,5 werknemers, een groei van 43,0 procent. Incidentele starters groeien minder hard (19,3 en 13,7 procent voor respectievelijk exporteurs en importeurs). Het minst groeien de niet-handelaren (12,1 en 8,1 procent).

In het algemeen, dus voor zowel importeurs als exporteurs, zien we een sterkere groei in werkgelegenheid bij startende structurele handelaren dan bij startende incidentele handelaren. Hetzelfde geldt als we de incidentele handelaren vergelijken met de niet-handelaren.

26,1% is de groei van de werkgelegenheid in vte bij structureel startende handelaren vergeleken met 19,3% en 12,1% bij respectievelijk incidentele en niet handelaren voor de periode 2010-2015

Naast de ontwikkeling van de werkgelegenheid gemeten in vte’s is het ook interessant om te bekijken hoe het werknemersbestand zich ontwikkelt op andere kenmerken, bijvoorbeeld als we het uitsplitsen naar leeftijd. Mogelijk passen bedrijven hun personeelsbestand op dit aspect aan gedurende of voor de transitie van niet-handelaar naar structurele handelaar en worden er meer jonge, hoogopgeleide werknemers in dienst genomen. In onze analyse nemen we naast leeftijd ook het aandeel contracten van onbepaalde tijd en het aandeel banen in deeltijd onder de loep. Een significante verandering in de leeftijdsverdeling van het personeelsbestand kan erop duiden dat jonge medewerkers – doorgaans hoger opgeleid dan ouderen, zie CBS Statline (2018b) – zijn aangenomen, of dat oudere medewerkers zijn vertrokken.noot7 De cijfers laten hierin echter geen duidelijke trend zien: het lijkt erop dat het werknemersbestand ingedeeld naar leeftijd nauwelijks verandert, zoals te zien is in figuur 2.2.3. Ook voor het aandeel deeltijders en het aandeel werknemers met een vaste baan (niet getoond) zijn er geen duidelijke trends te zien.

2.3Snellere groei personeelsbestand exportstarters

Uit figuren 2.2.1 en 2.2.2 kwam naar voren dat de structureel startende exporteurs over de hele periode 2010-2015 een hogere groei van het aantal werknemers in vte kennen. Dit zien we ook terug in de regressieresultaten. De procentuele groei in het aantal werknemers gemeten in vte is voor structureel startende exporteur (gemiddeld over alle jaren) 0,7 procentpunt hoger dan de groei van de werkgelegenheid bij incidenteel startende exporteurs. Dat betekent dat als het personeelsbestand van incidentele starters met bijvoorbeeld 1 procent per jaar groeide, dat dan het personeelsbestand van structurele starters met 1,7 procent groeide. Als we de ontwikkeling van het personeelsbestand van structureel startende exporteurs vergelijken met dat van de niet-handelaren, dan blijkt het verschil in de werkgelegenheidsgroei groter, namelijk rond 0,9 procentpunt. Worden incidenteel en structureel startende exporteurs samen vergeleken met de niet-handelaren, dan komen we uit op een verschil van 0,8 procentpunt. Resultaten voor importeurs zijn vergelijkbaar, al is daar het verschil in de groei van het aantal vte tussen incidenteel en structureel startende importeurs niet significant. Zie ook tabel 2.3.1.

Bovenstaande resultaten smeren het effect van het ‘beginnen met handelen’ als het ware uit over de gehele periode 2010-2015. Aangezien het in onze analyses gaat om bedrijven die starten met handelen in 2012 is het ook interessant om te onderzoeken of de verschillen in de groei van het personeelsbestand zich juist in één bepaald jaar of over verschillende jaren manifesteren. Het is namelijk denkbaar dat het jaar 2012 uit een dergelijke analyse naar voren komt, omdat dat het jaar is waarin de bedrijven in deze studie zijn gestart met handelen. Het is echter ook mogelijk dat bedrijven ofwel anticiperen op een handelsstart, ofwel het personeelsbestand juist na het starten met handelen aanpassen als bijvoorbeeld blijkt dat door exporteren structureel meer mensen nodig zijn.

Om te analyseren of en hoe het effect van het starten met handelen zich per jaar ontwikkelt, breiden we de regressieanalyse uit met jaardummies. In de uitgebreide regressie onderzoeken we of en hoe het verschil in groei van het personeelsbestand van bedrijven die wel of niet structureel gaan handelen zich gedurende de onderzocht periode ontwikkelt.

De regressieresultaten in tabel 2.3.1 laten zien dat structureel startende exporteurs specifiek in het startjaar 2012 een groei in werkgelegenheid doormaakten die gemiddeld 2,3 procentpunt hoger lag dan de groei in werkgelegenheid bij incidenteel startende exporteurs. Het verschil in de gemiddelde groei in 2012 is echter niet statistisch significant op het 10-% niveau (de p-waarde is gelijk aan 0,10).

Vergelijken we de structureel startende exporteurs met niet-handelaren, of structureel startende en incidenteel startende exporteurs samengevoegd ten opzichte van niet-handelaren, dan komt het jaar 2012 wel duidelijk naar voren. Voor structurele exporteurs zien we dat de groei in 2012 gemiddeld 1,5 procentpunt hoger ligt dan voor niet-handelaren. Wanneer structureel en incidenteel startende exporteurs samen worden vergeleken met niet-handelaren daalt dit gemiddelde naar 1,0 procentpunt.

Het beginnen met (structureel of incidenteel) exporteren lijkt dus te leiden tot een significante, maar kortstondige toename van de groei in werkgelegenheid in het jaar dat men begint met exporteren. Deze versnelling van de groei vlakt daarna echter al snel af, maar leidt wel tot een structureel hoger niveau in vte. Voor en na 2012 is de groei voor de onderzochte groepen niet significant verschillend.

Voor importeurs ziet het plaatje er anders uit. Als we structureel en incidenteel startende importeurs vergelijken vinden we namelijk geen significante verschillen. Zodra deze groepen echter worden vergeleken met niet-handelaren zijn er wel significante verschillen. Zo ligt de groei in termen van vte al in het begin van de periode structureel hoger voor de structurele en incidentele importeurs. Dit verschil in groei is zichtbaar tot 2015, wanneer het verschil in groei weer verdwijnt.

Zoals te zien is in tabel 2.3.1 laten de coëfficiënten van de andere onderzochte variabelen geen duidelijk patroon zien. Er zijn geen significante resultaten voor de onderzochte variabelen die betrekking hebben op het type contract, zoals het percentage contracten voor onbepaalde tijd en het percentage deeltijdbanen. Voor de spreiding in leeftijd in het personeelsbestand zijn enkele resultaten wel significant, echter is hier geen eenduidig patroon in te zien en kunnen er dus geen conclusies aan verbonden worden, dit kunnen immers toevalstreffers zijn. Dit geldt voor zowel structureel als incidenteel startende exporteurs als importeurs.

2.3.1Regressieresultaten

Verklaarde variabelen
vte onbepaalde tijd 15-35 jaar 35-55 jaar 55-75 jaar Deel­tijd
# bedrijven Export
Verklarende variabelen
1(sh) in regressie met ih 240 0,007 * 0,162 -0,081 0,021 0,060 -0,017
1(sh) in regressie met nh 1006 0,009 *** -0,016 0,041 0,002 -0,043 -0,011
1(sh | ih) in regressie met nh 1354 0,008 *** 0,008 0,062 0,025 -0,087 -0,008
 
Import
1(sh) in regressie met ih 200 0,007 0,142 -0,058 0,235 -0,177 -0,042
1(sh) in regressie met nh 1622 0,008 *** 0,049 -0,004 0,091 -0,087 * 0,005
1(sh | ih) in regressie met nh 1904 0,007 *** 0,045 -0,006 0,069 -0,063 0,004
 
Export
1(sh) in regressie met ih 240 -0,002 0,158 -0,236 0,473 -0,237 -0,155
1(sh)*1(j2011) in regressie met ih 0,003 -0,224 -0,117 -0,208 0,325 0,237
1(sh)*1(j2012) in regressie met ih 0,023 0,393 1,183 * -1,315 * 0,133 0,225
1(sh)*1(j2013) in regressie met ih 0,017 0,317 0,130 -0,521 0,392 0,234
1(sh)*1(j2014) in regressie met ih 0,001 -0,060 -0,004 -0,332 0,320 0,127
1(sh)*1(j2015) in regressie met ih 0,008 -0,406 -0,298 -0,220 0,534 -0,030
1(sh) in regressie met nh 1006 0,006 0,191 -0,065 -0,018 0,083 -0,069
1(sh)*1(j2011) in regressie met nh 0,003 -0,265 0,232 -0,280 0,049 0,107
1(sh)*1(j2012) in regressie met nh 0,015 ** -0,415 0,544 * -0,247 -0,296 0,064
1(sh)*1(j2013) in regressie met nh 0,002 -0,338 0,142 0,008 -0,151 0,029
1(sh)*1(j2014) in regressie met nh 0,001 0,051 -0,270 0,379 -0,112 0,092
1(sh)*1(j2015) in regressie met nh -0,002 -0,224 -0,037 0,258 -0,217 0,045
1(sh | ih) in regressie met nh 1354 0,006 0,236 0,103 -0,245 0,141 -0,089
1(sh | ih)*1(j2011) in regressie met nh 0,001 -0,140 0,173 -0,129 -0,043 0,075
1(sh | ih)*1(j2012) in regressie met nh 0,010 * -0,379 0,092 0,322 -0,414 ** 0,106
1(sh | ih)*1(j2013) in regressie met nh 0,001 -0,412 -0,060 0,366 -0,306 0,095
1(sh | ih)*1(j2014) in regressie met nh 0,000 -0,251 -0,232 0,481 -0,252 0,088
1(sh | ih)*1(j2015) in regressie met nh -0,001 -0,130 -0,212 0,513 * -0,298 0,102
 
Import
1(sh) in regressie met ih 200 -0,002 0,185 -0,606 0,317 0,289 0,019
1(sh)*1(j2011) in regressie met ih 0,005 -0,009 0,646 -0,188 -0,458 -0,208
1(sh)*1(j2012) in regressie met ih 0,008 0,387 1,233 -0,489 -0,744 0,008
1(sh)*1(j2013) in regressie met ih 0,015 0,502 1,503 * -1,084 -0,419 -0,157
1(sh)*1(j2014) in regressie met ih 0,009 -0,900 -0,581 1,204 -0,630 0,170
1(sh)*1(j2015) in regressie met ih 0,014 -0,229 0,347 0,086 -0,426 -0,162
1(sh) in regressie met nh 1622 0,013 *** -0,065 0,074 -0,101 0,027 -0,028
1(sh)*1(j2011) in regressie met nh -0,007 0,407 -0,008 0,087 -0,078 0,033
1(sh)*1(j2012) in regressie met nh -0,003 -0,181 -0,002 0,118 -0,116 0,005
1(sh)*1(j2013) in regressie met nh -0,005 0,002 -0,043 0,084 -0,040 0,070
1(sh)*1(j2014) in regressie met nh -0,004 0,033 -0,006 0,205 -0,200 0,082
1(sh)*1(j2015) in regressie met nh -0,012 ** 0,392 -0,388 0,608 ** -0,217 0,001
1(sh | ih) in regressie met nh 1904 0,012 *** -0,056 0,106 -0,133 0,027 -0,054
1(sh | ih)*1(j2011) in regressie met nh -0,007 0,326 -0,049 0,151 -0,101 0,049
1(sh | ih)*1(j2012) in regressie met nh -0,003 -0,084 -0,145 0,237 -0,091 0,043
1(sh | ih)*1(j2013) in regressie met nh -0,003 -0,007 -0,075 0,107 -0,032 0,115
1(sh | ih)*1(j2014) in regressie met nh -0,006 0,072 -0,032 0,159 -0,128 0,087
1(sh | ih)*1(j2015) in regressie met nh -0,011 ** 0,273 -0,344 0,511 ** -0,166 0,042

2.4Conclusie, discussie en vervolgonderzoek

Conclusie

In dit hoofdstuk wordt onderzocht of starten met structureel en/of incidenteel internationaal handelen in goederen een effect heeft op de ontwikkeling en samenstelling van het personeelsbestand. De resultaten laten zien dat met name het beginnen met structureel exporteren een positief effect heeft op de omvang van het personeelsbestand van het bedrijf. Met name de groei in het aantal vte neemt toe tijdens het beginnen met handelen. In het algemeen kunnen de volgende conclusies getrokken worden:

  • Starten met exporteren hangt samen met een toename van de groei in het aantal vte van 1,0 tot 2,3 procentpuntnoot9 in het jaar dat begonnen wordt met exporteren. In de jaren daarna is er geen extra groei in werkgelegenheid.
  • Starten met importeren wordt geassocieerd met een hogere groei in het personeelsbestand van rond de 1 procentpunt in de jaren rondom het starten met importeren. Drie jaar na het starten met importeren is de groei van het personeelsbestand weer op hetzelfde niveau als dat van niet-handelaren.

Effect exportstart vergelijkbaar met andere studies

De resultaten wat betreft de ontwikkeling van het totale personeelsbestand zijn in lijn met eerdere resultaten van Wagner (2002), al is de orde van grootte van de effecten niet makkelijk te vergelijken. Wagner rapporteert voor startende exporteurs in Nedersaksen (1978-1989) een groei van het personeelsbestand van 11,5 procent ten opzichte van -1,8 procent voor niet-handelaren, gemeten over een periode van 5 jaar. Dit komt ongeveer overeen met de ontwikkelingen die wij tonen in figuren 2.3.1 en 2.3.2. Wij laten niet alleen zien dat structurele exportstarters sneller groeien dan incidentele exportstarters en niet-handelaren, maar uit onze regressieanalyse blijkt daarnaast dat het personeelsbestand in termen van vte kortstondig versnelt in het jaar van de exportstart en rondom het jaar van de importstart. Ook Girma, Greenaway en Kneller (2004) vinden vergelijkbare resultaten voor het beginnen met exporteren en groei van het personeelsbestand.

Uit onze analyses komt geen eenduidige relatie naar voren tussen het beginnen met handelen en de verdeling van het werknemersbestand naar leeftijd, het aandeel deeltijdbanen of het aandeel contracten voor onbepaalde tijd. Als werkgevers hun personeelsbestand sterk zouden aanpassen als gevolg van - of ter anticipatie op - een export- of importstart, zouden we bijvoorbeeld een groter aandeel tijdelijk contracten verwachten, omdat werknemers normaliter een baan met een tijdelijke contract beginnen. Het kan echter ook zo zijn dat er onderliggende dynamiek gemist wordt in onze analyse, omdat de ene tijdelijke kracht door de andere wordt vervangen.

Mogelijke verklaring van de resultaten

Het feit dat werkgevers het aantal medewerkers niet zeer sterk lijken aan te passen naar aanleiding van een (geanticipeerde) export- of importstart kan verschillende verklaringen hebben. Mogelijk anticipeert een deel van de starters al ruim van tevoren op een handelsstart. Zo ligt de groei in het personeelsbestand immers al hoger en hebben ze meer jongeren (gemiddeld hoger opgeleid) in de gelederen. Daarnaast is het mogelijk dat de resultaten niet de wensen van de werkgevers weerspiegelen. Het kan namelijk zo zijn dat er wel aanpassingen in het personeelsbestand gewenst zijn door de werkgevers, maar dat zij hiervan weerhouden worden door wetgeving die het moeilijk maakt om contracten voor onbepaalde tijd te beëindigen. Hierdoor wordt de flexibiliteit beperkt, wat weer kan leiden tot minder ruimte voor nieuwe instroom. Externe inhuur en uitzendkrachten zouden, zoals hierboven besproken, dan een geschikte oplossing kunnen blijken. Deze zijn echter niet in onze resultaten te zien, zoals later in deze paragraaf nog verder uitgelegd wordt.

De resultaten zoals hier besproken zouden ten onrechte kunnen leiden tot de conclusie dat beginnen met handelen tot meer banen leidt. In de analyse wordt immers maar een klein deel van de waardeketen in kaart gebracht. De groei van de werkgelegenheid in vte’s van bedrijven die starten met importeren kan bijvoorbeeld ten koste gaan van werkgelegenheid van Nederlandse leveranciers die marktaandeel verliezen aan het buitenland, bijvoorbeeld wanneer een bedrijf inputs voor het productieproces nu vanuit het buitenland haalt. Dit soort effecten worden niet gemeten in dit onderzoek, maar liggen wel voor de hand. Zie bijvoorbeeld de resultaten gepresenteerd door Acemoglu et al. (2016).

Bovendien geven de resultaten nog om een andere reden een gedeeltelijk beeld van de werkgelegenheidseffecten van het starten met handelen op bedrijfsniveau. Zo beschikken we uitsluitend over gegevens van werknemers in loondienst van het bedrijf zelf, maar niet over externe inhuur en uitzendkrachten. Als specialistische kennis die nodig is bij het (starten met) handelen extern wordt ingekocht door middel van externe inhuur, zonder dat daaraan een dienstverband aan ten grondslag ligt, zien wij deze ‘uitbreiding’ van het aantal werkzame personen niet terug in onze cijfers. Datzelfde geldt voor een uitbreiding van de werkzame personen in de vorm van uitzendkrachten, omdat zij niet op de loonlijst staan van de inhuurder.

Daarnaast zijn een aantal gepresenteerde resultaten wel statistisch significant, maar zijn ze economisch gezien niet direct ‘zeer groot’ te noemen. Het beginnen met handelen lijkt namelijk op zijn hoogst een impact in de groei op het personeelsbestand te hebben van rond de 1,0%. Dit betekent dat, naast de grotere groei die met name startende exporteurs doormaken sowieso al doormaken, de extra groei in het aantal werknemers wel significant, maar niet zeer groot is.

Suggesties voor vervolgonderzoek

Uit de hier getoonde resultaten komt in het algemeen naar voren dat de samenstelling van het personeelsbestand weinig verandert naar aanleiding van een handelsstart. Het kan echter wel zo zijn dat er onderliggende dynamiek is die we in onze analyse niet terug zien. Zo kan een bedrijf bijvoorbeeld 1% groeien doordat alle ‘oude’ medewerkers in dienst blijven en dat er enkele nieuwe medewerkers bijkomen. Het kan echter ook zo zijn dat een groot deel van het personeelsbestand jaarlijks wordt vervangen. Die onderliggende dynamiek, die voor de mensen achter de bedrijven erg van belang is, kunnen we met analyses als deze niet volledig in kaart brengen. Wel is het zo dat de resultaten met betrekking tot het percentage contracten voor onbepaalde tijd erop duiden dat er geen structurele verandering lijkt te zijn in het percentage vaste banen als gevolg van een structurele exportstart. Ervan uitgaande dat instromers beginnen met een tijdelijke contract duidt dit niet per se op meer dynamiek. Echter, het kan ook betekenen dat de ene tijdelijke werknemer wordt vervangen door de andere. Toekomstig onderzoek op basis van de al bestaande data naar de baandynamiek op bedrijfsniveau voor de onderzochte groepen zou hierin betere inzichten kunnen bieden.

2.5Data en methoden

In dit onderzoek staat de vraag centraal welke invloed het starten met structureel of incidenteel internationaal handelen heeft op de samenstelling en omvang van het personeelsbestand. Daartoe worden gegevens uit verschillende bronnen gecombineerd. De belangrijkste bronnen zijn de IHG-gegevens over de internationale handel in goederen en de polisadministratie voor de gegevens van de werknemers in loondienst.

Op basis van handelscijfers zijn de startende structurele, startende incidentele en niet handelaren als volgt afgebakend:

  • startend structurele handelaar (sh): bedrijven zonder goederenhandel (< €5.000 op jaarbasis) in 2010 en 2011, met handel in 2012 en 2013, en met handel in ten minste 2 van de drie opvolgende jaren 2014-2016.
  • startend incidentele handelaar (ih): bedrijven zonder goederenhandel in 2010 en 2011, met handel in 2012 en geen handel in 2013, en met handel in één van de drie opvolgende jaren 2014-2016.
  • niet handelaar (nh): bedrijven zonder goederenhandel in 2010-2016.

In verschillende analyses wordt afzonderlijk gekeken naar beginnen (in 2012) met importeren en beginnen (in 2012) met exporteren. Voor zowel het beginnen met importeren als het beginnen met exporteren worden telkens de onderstaande vergelijkingen gemaakt:

  • startende structurele handelaren vs. startende incidentele handelaren
  • startende structurele handelaren vs. niet-handelaren
  • startende structurele handelaren samen met startende incidentele handelaren vs. niet-handelaren

In bovenstaande vergelijkingen spreken we voor de linkerkant telkens over de ‘treated’ en voor de rechterkant over de ‘control’. Uiteraard gaat het in deze analyse niet echt om een ‘treatment’. Er is immers geen sprake van een zuivere experimentele setting. Om uit de twee verschillende groepen telkens toch redelijkerwijs vergelijkbare observaties te analyseren wordt er een subset van de data gemaakt op basis van propensity-score matching (PSM). Dat wil zeggen dat de analyses in twee stappen wordt uitgevoerd. In de eerste stap van de analyse wordt in een probit model geschat wat de kans is op het behoren tot de groep met de treatment, de propensity score (PS). Bij zoveel mogelijk van de observaties in de treatment wordt op basis van de PS een observatie uit de controlegroep gezocht. Dit betreft dus bedrijven die niet tot de treatmentgroep behoren, maar op basis van bepaalde kenmerken wel lijken op de bedrijven die tot de treatment behoren.noot10 Deze matching vindt plaats op basis van de volgende variabelen:

  • productiviteitsgroei 2010-2011 (c)
  • productiviteitsniveau in 2010
  • grootteklasse in 2010 (c)
  • eerste twee cijfers van de SBI code (c)
  • buitenlands eigendom (UCI) in 2012 (c)
  • (uitsluitend voor de vergelijking i hierboven) de hoogte van de handel in euro’s in het aanvangsjaar 2012

Voor alle analyses in dit hoofdstuk is gebruik gemaakt van het softwarepakket R. In het bijzonder maken we ten behoeve van de PSM-analyse gebruik van het R-package MatchIt.

Op categorische variabelen – in bovenstaande lijstje aangegeven met (c) – wordt exact gematcht. Dit betekent dat een bedrijf uit de treatmentgroep uitsluitend kan worden gematcht met een bedrijf uit de controlegroep met dezelfde SBI, grootteklasse, productiviteitsgroei (in categorieën) en UCI. Dit betekent echter ook dat bedrijven uit de treatment-groep mogelijk niet gematcht kunnen worden met een bedrijf uit de controlegroep. In dat geval valt dit bedrijf uit de analyse. In een dergelijk geval betekent dit dat de resultaten niet representatief zijn voor alle import- of exportstarters. Het betreft echter altijd een kleine groep van bedrijven die hierdoor buiten de analyse vallen.

Nadat we met behulp van PSM een subset uit de volledige data hebben gedestilleerd gaat de analyse verder zoals gebruikelijk. In ons geval volgen er twee verschillende OLS regressies:

  • Δyit = β0 + β1*Ti + … (en jaar-, kwartaaldummies)
  • Δyit = β0 + β1*Ti + β2*d2011*Ti + β3*d2012*Ti + β4*d2013*Ti + β5*d2014*Ti + β6*d2015*Ti + … (en jaar-, kwartaaldummies)

In deze regressies geeft Ti telkens aan of een BE al dan niet tot de treated groep behoort. Deze indicator blijft ‘1’ of ‘0’ voor de gehele periode binnen hetzelfde bedrijf. De Δyit weerspiegelt het verschil in de log van de afhankelijke variabelen, zoals de omvang van het personeelsbestand in termen van vte.

Omdat het zeer wel mogelijk is dat de impact van het starten met handelen in bepaalde jaren terug te zien is, wordt de treatment dummy (Ti) ook ‘geïnteracteerd’ met jaardummies. Dit maakt het mogelijk om – mochten er effecten gevonden worden van Ti op de afhankelijke variabelen – te onderzoeken in welk jaar deze effecten zich manifesteren.

2.6Literatuur

Open literatuurlijst

Literatuur

Acemoglu, D., Autor, D. H., Dorn, D., Hanson, G. H., & Price, B. (2016), Import competition and the great US employment sag of the 2000s. Journal of Labor Economics, 34(S1), S141-S198.

Autor, D. H., Dorn, D., Hanson, G. H., & Song, J. (2014), Trade adjustment: Worker-level evidence. The Quarterly Journal of Economics, 129(4), 1799-1860.

Berg, M. van den, Bollineni-Balabay, O., Boutorat, A., Duijsings, F., Slootbeek-van Laar & M., Span, T. (2018), Effectmeting bedrijfsleveninstrumentarium en posteninzet ter stimulering van internationaal ondernemen. Centraal Bureau voor de Statistiek: Den Haag/Heerlen/Bonaire.

CBS (2018a), CBS Internationaliseringsmonitor 2018, eerste kwartaal: De positie van Nederland. Centraal Bureau voor de Statistiek: Den Haag/Heerlen/Bonaire.

CBS (2018b), Bevolking; onderwijsniveau; geslacht, leeftijd en migratieachtergrond. [Dataset]. Geraadpleegd op de website van Centraal Bureau voor de Statistiek: https://opendata.cbs.nl/#/CBS/nl/dataset/82275NED/table?ts=1528961323534, op 13 juni 2018.

Girma, S., Greenaway, A., & Kneller, R. (2004), Does exporting increase productivity? A microeconometric analysis of matched firms. Review of International Economics, 12(5), 855-866.

Lemmers, O., Voncken, R., Walhout, J., Walker, A., Wong, K.F., & Zult, D. (2017), Waardeketens in het kort. In: CBS Internationaliseringsmonitor 2017, vierde kwartaal: Waardeketens. Centraal Bureau voor de Statistiek: Den Haag/Heerlen/Bonaire.

Mion, G., & Zhu, L. (2013), Import competition from and offshoring to China: A curse or blessing for firms? Journal of International Economics, 89(1), 202-215.

OESO (2003), Sources of Economic Growth in OECD Countries. Organisatie voor Economische Samenwerking en Ontwikkeling: Parijs.

OESO (2007), Employment Outlook. Hoofdstuk 3 OECD workers in the global economy: increasingly vulnerable?. Organisatie voor Economische Samenwerking en Ontwikkeling: Parijs.

Serti, F., & Tomasi, C. (2008), Self-selection and post-entry effects of exports: Evidence from Italian manufacturing firms. Review of World Economics, 144(4), 660-694.

Wagner, J. (2002), The causal effects of exports on firm size and labor productivity: first evidence from a matching approach. Economics Letters, 77(2), 287-292.

Wagner, J. (2012), International trade and firm performance: a survey of empirical studies since 2006. Review of World Economics, 148, 235–267.

Noten

De openheid van een land voor internationale handel wordt doorgaans gemeten als de som van de totale uitvoer en invoer als aandeel in het bbp. Zie OECD (2007) voor verdere informatie.

Hoofdstuk 4 in deze publicatie gaat verder in op de relatie tussen importconcurrentie en de ontwikkeling van vraag naar bepaalde typen werk in de Nederlandse industrie.

Voor de leesbaarheid verwijzen we in dit hoofdstuk vaak naar startend handelaren. Hiermee bedoelen we bedrijven die starten met handel in goederen met het buitenland.

Zie paragraaf 2.5 voor exacte definities.

Omdat we gebruik maken van propensity-score matching is de kans niet heel groot dat de groep niet-handelaren bestaat uit bedrijven die inherent nooit zullen handelen. Om robuustere resultaten te kunnen leveren is ervoor gekozen om zowel incidentele als niet-handelaren mee te nemen als vergelijkende groep.

Het jaar 2016 wordt echter enkel gebruikt bij de afbakening tussen structureel en incidentele starters. Data voor 2016 wordt niet gebruikt in verdere analyses, omdat niet alle gekoppelde bestanden data bevatten voor 2016.

De gegevens over het onderwijsniveau van mensen in Nederland zijn nog niet integraal beschikbaar. Op het niveau van sectoren zijn samentellingen te maken van het aantal hoger, middelbaar en lager opgeleiden. Dergelijke uitsplitsingen zijn niet te maken op het niveau van de bedrijfseenheid.

De verklarende variabelen zijn in deze tabel in het kort omschreven. Zo geeft 1(sh) in rergessie met ih het volgende weer: Het coëfficiënt van de 0/1-variabele die aangeeft of het hier een structureel startend handelaar betreft of niet, in een regressie waarin structureel startend handelaren worden vergeleken met startende incidentele handelaren. 1(sh | ih) in rergessie met nh geeft coëfficiënt van de 0/1-variabele of het hier een structureel of incidenteel startend handelaar betreft of niet, in een regressie waarin structureel en incidenteel startend handelaren worden vergeleken met niet-handelaren handelaren.

Het genoemde coëfficiënt van 2,3% kent een p-waarde van precies 0,10 en is daarmee niet significant op het 10%-niveau.

Voor een uitgebreidere beschrijving van deze techniek zie Van den Berg et al. (2018).

Colofon

Deze website is ontwikkeld door het CBS in samenwerking met Textcetera Den Haag.
Heb je een vraag of opmerking over deze website, neem dan contact op met het CBS.

Copyright foto’s: Hollandse Hoogte

Disclaimer en copyright

Leeswijzer

Verklaring van tekens

. Gegevens ontbreken
* Voorlopig cijfer
** Nader voorlopig cijfer
x Geheim
Nihil
(Indien voorkomend tussen twee getallen) tot en met
0 (0,0) Het getal is kleiner dan de helft van de gekozen eenheid
Niets (blank) Een cijfer kan op logische gronden niet voorkomen
2017–2018 2017 tot en met 2018
2017/2018 Het gemiddelde over de jaren 2017 tot en met 2018
2017/’18 Oogstjaar, boekjaar, schooljaar enz., beginnend in 2017 en eindigend in 2018
2015/’16–2017/’18 Oogstjaar, boekjaar, enz., 2015/’16 tot en met 2017/’18

In geval van afronding kan het voorkomen dat het weergegeven totaal niet overeenstemt met de som van de getallen.

Over het CBS

De wettelijke taak van het Centraal Bureau voor de Statistiek (CBS) is om officiële statistieken te maken en de uitkomsten daarvan openbaar te maken. Het CBS publiceert betrouwbare en samenhangende statistische informatie, die het deelt met andere overheden, burgers, politiek, wetenschap, media en bedrijfsleven. Zo zorgt het CBS ervoor dat maatschappelijke debatten gevoerd kunnen worden op basis van betrouwbare statistische informatie.

Het CBS maakt inzichtelijk wat er feitelijk gebeurt. De informatie die het CBS publiceert, gaat daarom over onderwerpen die de mensen in Nederland raken. Bijvoorbeeld economische groei en consumentenprijzen, maar ook criminaliteit en vrije tijd.

Naast de verantwoordelijkheid voor de nationale (officiële) statistieken is het CBS ook belast met de productie van Europese (communautaire) statistieken. Dit betreft het grootste deel van het werkprogramma.

Voor meer informatie over de taken, organisatie en publicaties van het CBS, zie cbs.nl

Contact

Met vragen kunt u contact opnemen met het CBS.

Medewerkers

Auteurs

Ahmed Boutorat
Dennis Cremers
Gusta van Gessel-Dabekaussen
Marjolijn Jaarsma
Oscar Lemmers
Bart Loog
Pascal Ramaekers
Wendy Smits
Mark Vancauteren
Roger Voncken
Sjoertje Vos
Jannes de Vries
Isabelle Weyns
Khee Fung Wong

Redactie

Marjolijn Jaarsma
Pascal Ramaekers
Roger Voncken
Sjoertje Vos

Eindredactie

Marjolijn Jaarsma
Roger Voncken