Regelovertreding in de WAO, WW en ABW/WWB in 2004 - docs.szw.nl

Inhoudsopgave:
0. SAMENVATTING EN VERANTWOORDING 5
SAMENVATTING 5
0.1. Regelovertreding 5
0.2. Visie uitkeringsgerechtigden op naleving, overtreding en handhaving 5
0.3. Kennis van de wet boeten en maatregelen 6
0.4. Achtergronden van regelovertreding 6
0.5. Vergelijking van onafhankelijke variabelen 6
VERANTWOORDING 8
0.6. Methoden van onderzoek en uitvoering 8
0.7. De opzet en het verloop van het veldwerk 8
1. GESCHATTE OMVANG VAN REGELOVERTREDING IN DE WAO, WW EN ABW/WWB 9
1.1. Omvang overtredingen vergeleken tussen WAO, WW en ABW/WWB 11
1.2. Omvang overtreding in de WAO 11
1.3. Omvang overtreding in de WW 12
1.4. Omvang overtreding in de ABW/WWB 12
2. KENNIS EN HOUDING REGELS EN HANDHAVING: T11-RISICOPROFIELEN 13
2.1. Vergelijking van de profielen voor de drie wetten 13
2.2. WAO 16
2.3. WW 16
2.4. ABW/WWB 17
3. KENNIS VAN DE WET BMTI 18
4. ACHTERGRONDEN VAN VERGELIJKBARE OVERTREDINGEN 20
4.1. Klusjes 20
4.2. Zwart werk 21
4.3. Klusjes en zwart werk vergeleken 23
4.4. Overtreding van medewerkingsverplichtingen 23
2

5. BELANGRIJKSTE ACHTERGRONDEN EN MOTIEVEN 24
5.1. De rol van algemene achtergrondkenmerken 24
Demografische kenmerken 24
Inkomen 25
Arbeidsmarktpositie 25
5.2. T11-variabelen en overige meningen over handhaving 26
5.3. Alle gevonden verbanden in één overzicht 28
6. METHODOLOGISCHE VERANTWOORDING 33
6.1. Methoden van onderzoek en uitvoering 33
Randomized response 33
De tafel van elf (t11) 33
6.2. De opzet en het verloop van het veldwerk 34
Opzet 34
Steekproef 35
Uitvoering en respons 35
6.3. Toelichting en leeswijzer analyse van achtergronden van overtreding en naleving 35
7. TOT BESLUIT 38
3

0. SAMENVATTING EN VERANTWOORDING
SAMENVATTING
De belangrijkste uitkomsten van de derde meting van het periodiek onderzoek naar regelovertreding
in de sociale zekerheid zijn in de navolgende paragrafen samengevat. Waar mogelijk
worden de resultaten uit 2004 vergeleken met de uitkomsten van de onderzoeken uit eerdere
jaren (2000 en 2002).
0.1. Regelovertreding
Zwart werk in de WAO loopt terug van 15% in 2000 (via 11% in 2002) tot 6% in 2004:
een statistisch significante daling
Zwart werk in de WW loopt heel licht terug van 13 via 12 naar 11% in 2004: hier is geen
sprake van een statistisch significante daling.
Zwart werk in de bijstand (ABW-oud en WWB-nieuw) loopt licht terug van 17 via 15
naar 13% in 2004: ook hier is geen sprake van significante daling.
Het verrichten van klusjes tegen betaling (zonder de inkomsten op te geven) komt nog
steeds veel voor bij alledrie de wetten en is alleen bij de WAO gedaald van 26% in 2000
naar 18% in 2004; WW en ABW/WWB zijn praktisch gelijk gebleven met respectievelijk
22% en 28% in 2004.
WW'ers wijzen in 2004 passend werk evenveel af als in 2002 (12%) en solliciteren nog
steeds te weinig (25%)
ABW/WWB-ers wijzen in 2004 veel minder passend werk af dan in 2002; het percentage
daalt van 18% naar 12% Ze solliciteren wel te weinig; 43% maakt zich daaraan schuldig.
WAO'ers geven verbeteringen in de gezondheid evenals in 2002 niet altijd door. De verplichting
(waarbij moet worden aangegeven dat men méér kan werken) wordt steeds beter
nageleefd. De overtreding van deze verplichting daalt gestaag, van 26% in 2002 (via
17% in 2002) naar 12% in 2004 wat statistisch significant is.
0.2. Visie uitkeringsgerechtigden op naleving, overtreding en handhaving
Met behulp van de zogenaamde tafel van 11 (T11) wordt de visie weergegeven van uitkeringsgerechtigden
op naleving, overtreding en handhaving van de regels. De verschillen tussen
de T11-risicoprofielen van de drie wetten zijn niet uitgesproken groot en de profielen
komen in grote lijnen met elkaar overeen.
Wanneer we de verschillen toch sterk accentueren, kunnen we stellen dat WAO-ers meer een
‘(spontaan) nalevingprofiel’ hebben dan de ABW/WWB-ers die op hun beurt meer een
‘handhavingprofiel’ hebben. Dat wil zeggen dat de visie van WAO-ers ten aanzien van de
aard van de regels (duidelijkheid, redelijkheid), hun persoonlijke kennis en verwachtingen
(kennis van de regels, kosten en baten van overtreden en naleven, trouw aan de wet) én de
houding van hun sociale omgeving (sociale controle) gunstiger lijkt voor naleving dan dezelfde
visie van de ABW/WWB-ers.
5

Daarentegen lijkt de visie van ABW/WWB-ers op de kenmerken van de handhaving weer
eerder te leiden tot naleving. ABW/WWB-ers voelen zich meer en beter gecontroleerd dan
WAO-ers en WW-ers.
0.3. Kennis van de wet boeten en maatregelen
Onder WAO-ers en WW-ers is tussen 2002 en 2004 geen verandering opgetreden in hun
kennis van sancties krachtens de Wet BMTi. De kennis van ABW/WWB-ers in vergelijking
met 2002 afgenomen, maar zij schatten de sancties zwaarder in. Dit kan te maken hebben
met een verandering van het sanctierégime voor de ABW/WWB-ers tengevolge van de invoering
van de WWB.
0.4. Achtergronden van regelovertreding
De analyse van de achtergronden van overtredingen levert een zeer gedifferentieerd beeld
op, waarmee UWV en gemeenten hun risicoanalyses, op basis waarvan controles worden
uitgevoerd, beter kunnen inrichten. Algemene profielen kunnen niet zonder meer worden
opgesteld omdat deze variëren per soort overtreding én per wet. In de eindrapportage wordt
in een matrix aangegeven welke samenhangen er zijn. In de volgende paragraaf geven we
een kort overzicht van de belangrijkste factoren die een rol spelen bij overtreding en naleving
van de regels.
0.5. Vergelijking van onafhankelijke variabelen
Een beperkt aantal typen variabelen is van terugkerend belang. Het betreft vooral kenmerken
van het arbeidsverleden of iets ruimer de arbeidsmarktpositie van de uitkeringsgerechtigden,
hun visie op controle en de spontane nalevingdimensies van de T11. De samenstelling van
het huishouden, leeftijd en geslacht en inkomenskenmerken spelen bij een aantal overtredingen
ook nog een rol.
Mannen overtreden de regels van de uitkeringen over het algemeen meer dan vrouwen.
Leeftijd is ook voor meerdere overtredingen van belang: bij het doorgeven van een herstel in
de WAO en bij overtreding van de medewerkingsverplichtingen in de WW en de informatieve
verplichtingen in de ABW/WWB.
Oudere WW-ers doen meer vrijwilligerswerk zonder toestemming te vragen, maar verzuimen
de sollicitatieplicht minder vaak en wijzen ook minder vaak passend werk af. Jongere
WW-ers overtreden deze twee laatste medewerkingsverplichtingen juist vaker. Oudere
ABW/WWB-ers verzuimen vaker vermogen en waardevolle bezittingen correct te rapporteren
voor de ABW/WWB. Mogelijk is dit mede te verklaren doordat ze over het algemeen
meer vermogen en bezittingen hebben. Jongere WAO-ers verzuimen vaker hun gezondheid
juist weer te geven bij de uitkeringsinstantie.
De samenstelling van het huishouden is met name van belang voor een aantal overtredingen
van de regels met betrekking tot het rapporteren van inkomen uit arbeid in de verschillende
regelingen, het geven van inlichtingen over de gezondheidstoestand van WAO-ers en voor
het opgeven van extra inkomsten anders dan uit arbeid voor de ABW/WWB.
De hoogte van het inkomen en de mate waarin men er mee kan rondkomen spelen een rol bij
verschillende overtredingen.
6

Wie aangeeft naast de uitkering nog inkomen uit arbeid te verdienen, klust meer en werkt
meer zwart en verzuimt eerder om extra inkomen anders dan uit arbeid op te geven in de
ABW/WWB. In de WW is deze groep ook vaker in overtreding van de sollicitatieplicht en
de plicht om passend werk te aanvaarden.
Opleiding speelt een rol bij overtreding van alle typen regels. Beter opgeleide uitkeringsgerechtigden
lijken doorgaans meer geneigd te zijn de regels van de uitkering te overtreden. De
invloed van de opleidingsrichting en arbeidservaring van de uitkeringsgerechtigden op het
doen van klusjes en zwart werk is beperkt en lijkt ook beperkter dan voorafgaande aan het
onderzoek gedacht.
De aard van de functie die men heeft bekleed voorafgaande aan de uitkering is van belang
voor het aanvaarden van passend werk in de WW en voor het naleven van de informatieve
verplichtingen inzake vermogen en inzake extra inkomsten anders dan uit arbeid voor de
ABW/WWB. Het is moeilijk daarbij een regelmatig en duidelijk patroon te onderkennen.
De aard en omvang van het dienstverband voorafgaande aan de uitkeringen zijn van belang
voor het doen van klusjes door WAO-ers en WW-ers en het rapporteren van extra inkomsten
anders dan uit arbeid door ABW/WWB-ers. Lossere dienstverbanden gaan gepaard met meer
zwart werk in de WAO en meer klusjes voor een bijverdiensten in de WW en een vaste baan
voorafgaande aan de uitkering met minder klussen in de WW en de ABW/WWB. WW-ers
die vooral in deeltijd hebben gewerkt, klussen minder, terwijl WWB-ers met dezelfde achtergrond,
meer zwart werken.
7

VERANTWOORDING
Het rapport bevat de resultaten van de derde meting van het periodiek onderzoek naar regelovertreding
op het terrein van de sociale zekerheid, meer in het bijzonder naar overtredingen
van de regels van de Wet op de Arbeidsongeschiktheidsverzekering (WAO), de Werkloosheidswet
(WW) en de Wet Werk en Bijstand (WWB, voorheen de Algemene Bijstandswet,
ABW). Het onderzoek is uitgevoerd in het jaar 2004.
Doel van het Periodiek Onderzoek Regelovertreding Sociale Zekerheid (POROSZ) is een
bijdrage te leveren aan:
de onderbouwing van beslissingen over de bestrijding en preventie van regelovertreding
(beleidsontwikkeling en -voorbereiding);
de beoordeling van de effectiviteit van het handhavingsbeleid (monitoring en evaluatie).
0.6. Methoden van onderzoek en uitvoering
In het onderzoek is gebruik gemaakt van twee bijzondere onderzoeksinstrumenten:
De vraagtechniek Randomized response is ingezet om te komen tot schattingen van de
werkelijke omvang van verschillende vormen van regelovertreding. De methode is speciaal
ontwikkeld om met grotere betrouwbaarheid uitspraken te doen over onderwerpen
waarover een deel van de respondenten het moeilijk vindt om openheid van zaken te geven.
De Tafel van Elf is gebruikt voor het bepalen van de kennis en houding van de doelgroep
ten aanzien van de regels en hun handhaving, en het inschatten van risico’s voor handhaving
van de regels. De Tafel van Elf (afgekort tot T11) is een veelgebruikt model voor
de analyse van motieven om wetten al dan niet na te leven.
0.7. De opzet en het verloop van het veldwerk
Net als de eerdere metingen is ook POROSZ-3 uitgevoerd aan de hand van grootschalige
surveys onder uitkeringsgerechtigden. De eerste meting (POROSZ-1) bestond uit (kostbare)
face-to-face gesprekken bij de respondenten thuis. Voor de tweede en derde meting is gekozen
voor benadering via TNS NIPObase CASI. Dit is een zogenaamde accespool van respondenten
(huishoudens) die vragenlijsten via een modemverbinding ontvangen en ingevuld
weer terugzenden aan het TNS-NIPO. De access pool is representatief op de binnen onderzoek
gebruikelijke achtergrondkenmerken. Appendix 2 bevat een verantwoording van de
uitvoering van het onderzoek.
8

1. GESCHATTE OMVANG VAN REGELOVERTREDING IN DE
WAO, WW EN ABW/WWB
Tabel 1 geeft de geschatte omvang van regelovertreding voor de WAO, WW en
ABW/WWB voor de drie metingen: die van 2000, 2002 en 2004. 1
Niet alle regels konden bij elke uitkering worden meegenomen in het onderzoek. Een liggend
streepje in tabel 1 wil zeggen dat deze regel niet van toepassing is voor de betreffende
uitkeringsvorm of dat er geen vraag over is gesteld.
Tot slot zij opgemerkt dat de percentages voor de verschillende overtredingen in de tabel niet
opgeteld kunnen worden tot een algemene maat voor overtreding. Vanuit beleidmatig oogpunt
is het wenselijk om voor groepen regelovertredingen een maat voor de naleving vast te
stellen. Om die maat te vinden is een methode ontwikkeld die wordt besproken in Appendix
5. De resultaten van de schattingen van de naleving zijn te vinden in appendix 4 (nalevingsmonitor
2002-2004). Naleving is hier gedefinieerd als het percentage respondenten dat geen
enkele regel uit de onderzochte groep regels overtreedt. Toepassing van het model leidt tot
een betrouwbare schatting van het nalevingsniveau per wet.
1
Appendix 1 bevat tabellen met naast de puntschattingen voor de verschillende overtredingen ook de betrouwbaarheidsintervallen.
9

1 |Geschatte omvang van regelovertreding voor WAO, WW en ABW/WWB, 2000, 2002 en 2004
Regels mbt inlichtingen over:
Inkomsten uit arbeid (afgelopen 12
maanden):
Kleinere klusjes voor geldelijke vergoeding
WAO WW ABW ABW/
WWB
2000 2002 2004 2000 2002 2004 2000 2002 2004
% % % % % % % % %
26 21 18 * 1,3 23 16 22 * 1,2
10
30 25 28
Baan of uitzendwerk naast uitkering 14 3 - * 1 10 2 - * 1 10 2 - * 1
Zwart werk naast uitkering 15 11 6 * 2,3 13 12 11 17 15 13
Medewerkingverplichtingen (afgelopen
12 maanden wel eens):
Langer dan 4 weken op vakantie
zonder toestemming
- - - 7 2 3 - - -
Passend werk afwijzen - - - 19 12 12 * 1,3 20 18 12
Weinig solliciteren - - - 31 24 25 * 1,3 49 40 43
Dagopleiding zonder toestemming - - - 7 0 0 * 1,3 - -
Vrijwilligerswerk zonder toestemming
Informatieve verplichtingen met betrekking
tot:
Inkomsten naast uitkering (bv. alimentatie,
studiebeurs) (afgelopen 12
maanden wel eens)
Vermogen (spaarrekeningen, waardepapieren,
etc.)
- - - 20 29 26 * 1
- -
- - - - - 13 12 8
- - - - - 12 10 7
Waardevolle bezittingen - - - - - 8 3 6
Woonsituatie, samenstelling huishouden
Inlichtingen met betrekking tot gezondheidssituatie:
Medische diagnose afname arbeidsongeschiktheid
niet doorgegeven
- - - - - 6 5 6
10 5 6 * 1
Zieker voorgedaan tijdens controle 12 5 7 * 1
Zelf bij werk bemerkt herstel van
arbeidsgeschiktheid niet doorgegeven
In staat meer te werken zonder dit
door te geven
Sancties (afgelopen 12 maanden):
- - - - -
- - - - -
16 10 14 * 1 - - - - -
26 17 12 * 1,3
- - - - -
Boete of korting gehad 7 21 14
N.B.: De percentages in de tabel zijn niet optelbaar tot een algemene maat voor overtreding. Deze algemene maat
wordt in appendix 4 behandeld.
* = significant verschil op 5%-niveau.
1 = verschil 2000 – 2002; 2 = verschil 2002 – 2004; 3 = verschil 2000 – 2004. De verschillen tussen de jaren
2002 en 2000 zijn mogelijk (deels) te verklaren door een verandering in Randomized response methode.

1.1. Omvang overtredingen vergeleken tussen WAO, WW en
ABW/WWB
Het doen van klusjes voor of via bekenden, zonder de bijverdiensten op te geven bij de uitkeringsinstantie
is in alle drie de regelingen de meest voorkomende overtreding van de plicht
inlichtingen te geven over inkomsten uit arbeid. Overigens is het verschil tussen klusjes voor
een financiële vergoeding voor vrienden en bekenden en zwart werk in dit onderzoek niet
scherp te maken. De ene uitkeringsgerechtigde kan arbeid waarvoor geld ontvangen is zonder
dit aan de sociale dienst door te geven typeren als ‘zwart werk’, terwijl de ander dezelfde
situatie beschouwt als een ‘klein klusje tegen een geldelijke vergoeding’. De percentages
voor ‘zwart werk’ en ‘klusjes’ kunnen niet zonder meer bij elkaar worden opgeteld om zo te
komen tot één algemene maat voor overtreding van de regels voor het rapporteren van inkomen
uit arbeid. Die algemene maat is alleen te verkrijgen met aparte analyses (hierover
wordt in appendix 4 gerapporteerd).
Klusjes voor een financiële vergoeding en zwart werk komen het meeste voor in de
ABW/WWB. In de WAO komen deze overtredingen in het jaar 2004 minder voor dan in de
andere twee regelingen.
Bij de rapportage over de enquête van 2002 is al opgemerkt dat de zogenaamde ‘witte fraude’,
een verdwijnend verschijnsel was. Witte fraude is bij de vraagstelling in 2000 en 2002
beperkt tot het hebben van een baan of uitzendwerk naast de uitkering, zonder dat de uitkeringsinstantie
er van op de hoogte is gebracht. De term ‘witte fraude’ duidt niet zozeer op het
gedrag van degene die overtreedt, maar op de wijze waarop overtredingen van de inlichtingenplicht
(opgave van inkomsten) door de uitvoeringsinstanties wordt geconstateerd (door
bestandsvergelijking, bijvoorbeeld met de Belastingdienst). Om die reden is in 2004 geen
vraag meer naar deze overtreding opgenomen.
De medewerkingsverplichting ‘voldoende solliciteren’ wordt in de ABW/WWB minder goed
nageleefd dan in de WW. Het afwijzen van passend werk komt in beide regelingen minder
voor dan het te weinig solliciteren. Dit heeft waarschijnlijk te maken met het feit dat de eerste
overtreding een aanbod van passend werk veronderstelt en de tweede alleen het nalaten
van een initiatief door de uitkeringsgerechtigde.
1.2. Omvang overtreding in de WAO
De overtredingen die het meest worden begaan in de WAO (meer dan 10% overtreders) zijn
in 2004 (in volgorde van tabel 1):
het afgelopen jaar wel eens kleinere klusjes gedaan voor een geldelijke vergoeding voor
of via bekenden zonder dat door te geven aan de uitkeringsinstantie (18%);
zelf herstel van arbeidsongeschiktheidsklachten bemerken bij (vrijwilligers)werk of klusjes
in huis zonder dit door te geven aan uitkeringsinstantie (14%);
zich langere tijd duidelijk sterker en gezonder voelen en in staat om meer te werken zonder
dit door te geven (12%).
Verder geeft 6% van de WAO-ers aan in een periode van een jaar wel eens zwart te hebben
gewerkt.
11

In vergelijking met voorgaande jaren zijn er de volgende (significante) verschillen 2 :
Het zwart werken is in vergelijking met 2002 gedaald van 11% tot 6%.
Het percentage zwart werk is voor 2004 ook lager dan in 2000. In 2000 was het percentage
zwart werkers 15%; in 2004 is dat gedaald tot 6%.
In 2004 worden ook minder klusjes gedaan dan in 2000, 18% versus 26%.
Het percentage WAO-ers dat verzuimt door te geven dat zij zich langere tijd duidelijk
sterker en gezonder voelen en in staat om meer te werken is tussen 2000 en 2004 gedaald
van 26% tot 12% 3 .
Het volledig op eigen initiatief doorgeven van een (mogelijk) herstel van de arbeidscapaciteit
komt dus nog steeds meer voor dan onvoldoende medewerking of onvoldoende eigen initiatief
bij een meer officiële bemoeienis van een controlearts of behandelend geneesheer.
1.3. Omvang overtreding in de WW
De meest voorkomende overtredingen in 2004 in de WW (meer dan 10% overtreders) zijn
(in volgorde van tabel 1):
kleinere klusjes voor een geldelijke vergoeding voor of via bekenden zonder dat door te
geven aan de uitkeringsinstantie (22%);
zwart werken (11%);
het afwijzen van passend werk (12%);
langere tijd bewust weinig solliciteren (25%);
vrijwilligerswerk doen zonder toestemming van de uitkeringsinstantie (26%).
Het doen van kleine klusjes voor een vergoeding is in 2004 ten opzicht van 2002 (significant)
gestegen van 16 naar 22%.
Ten opzichte van 2000 zijn de volgende overtredingen in belang (significant) afgenomen 4 :
het afwijzen van passend werk is afgenomen van 19 tot 12%;
het bewust weinig solliciteren is afgenomen van 31 tot 25%;
het volgen van een dagopleiding zonder toestemming van de uitkeringsinstantie is afgenomen
van 7% tot 0%.
1.4. Omvang overtreding in de ABW/WWB
In 2004 zijn de meest voorkomende overtredingen voor de ABW/WWB (meer dan 10%
overtreders; in volgorde van tabel 1):
het doen van kleinere klusjes voor een geldelijke vergoeding voor of via bekenden zonder
dat door te geven aan uitkeringsinstantie (28%);
zwart werk (13%);
passend werk afwijzen (12%);
bewust langere tijd niet of weinig solliciteren (43%).
Er zijn geen significante verschillen in niveaus van overtreding tussen 2004 en 2002.
2 Significant op 5%-niveau.
3 Vanwege de verandering van Randomized response methode die tussen 2000 en 2002 heeft plaats gevonden zijn
uitspraken over verschillen met de resultaten van het onderzoek uit het jaar 2000 met minder stelligheid te maken.
4 Vanwege de verandering van Randomized response methode die tussen 2000 en 2002 heeft plaats gevonden
zijn uitspraken over verschillen met de resultaten van het onderzoek uit het jaar 2000 met minder stelligheid te
maken.
12

2. KENNIS EN HOUDING REGELS EN HANDHAVING: T11-
RISICOPROFIELEN
Inzicht in de achtergronden van overtreding kan belangrijke aanknopingspunten bieden voor
handhaving. Om de benodigde informatie te verzamelen is gebruik gemaakt van de T11. De
T11 onderscheidt elf verschillende factoren of ‘dimensies’ bestaande uit kennisdimensies
(bekendheid met en duidelijkheid van de regels), dimensies van spontane naleving (kosten en
baten van naleving en overtreding, acceptatie van de regels, wetgetrouwheid, ervaren sociale
controle), controledimensies (controlekans, detectiekans, selectiviteit of trefzekerheid van de
controle) en sanctiedimensies (sanctiekans, ernst van de sanctie). De gemiddelde scores op
de T11-vragen worden gepresenteerd aan de hand van zogenaamde ‘risicoprofielen’. De profielen
geven in een oogopslag weer welke sterke en zwakke kanten regels kennen in het licht
van naleving. De waarden worden verdeeld in ‘kwetsbare’ waarden, waarden in een middengebied
en ‘veilige’ waarden. ‘Kwetsbaar’ zijn T11-dimensies met een lage score. Daarvan
wordt verondersteld dat deze eerder bijdraagt tot overtreding van de regels. Een hoge score
wordt verondersteld te leiden tot naleving. In het middengebied is het resultaat onbeslist. De
profielen geven uiteraard geen voorspelling of er daadwerkelijk zal worden overtreden of
nageleefd.
2.1. Vergelijking van de profielen voor de drie wetten
De verschillen tussen de T11-risicoprofielen van de drie wetten zijn niet uitgesproken groot
en de profielen komen in grote lijnen met elkaar overeen (figuur 1).
De detectiekans (T8) behoort in de WAO (net) tot het ‘kwetsbare’ gebied en voor de WW
duidelijker.
Voor alle drie de groepen uitkeringsgerechtigden geldt globaal dat vooral de spontane nalevingsdimensies
en de handhavingsdimensies waarden in het middengebied kennen en dus
vanuit de optiek van naleving de meest ‘kwetsbare’ dimensies zijn. De volgende dimensies
van spontane naleving behoren bij alle drie de wetten tot het middengebied:
het voordeel van overtreding (T2b)
de principiële trouw aan de wet (T4)
de zorg om de reacties en acties van de omgeving bij overtreding (T5, informele sanctie
en T6 informele meldingskans).
Handhavingsdimensies die voor alle drie de wetten tot het middengebied behoren zijn:
de kans op een fysieke controle (T7b)
de detectiekans (T8).
De kennisdimensies (T1a, kennis en T1b, duidelijkheid) en de sanctiedimensies (T10, kans
op sanctie en T11, ernst van de sanctie) zijn als ‘veilig’ of in elk geval ‘veiliger’ te beschouwen.
13

Er zijn ook enige interessante verschillen in nuances aan te wijzen. De WAO is als iets ‘veiliger’
te beoordelen voor een aantal ‘spontane nalevingdimensies’ dan de andere twee wetten.
Het betreft vooral:
de door de uitkeringsgerechtigden laag geachte kosten van overtreding (T2a)
en in mindere mate de baten van overtreding (T2b)
de acceptatie van de regels (T3)
trouw aan de letter van de wet (T4)
de zorg om de reactie op overtreding door hun omgeving (T5)
De visie van WAO-ers op handhaving is juist niet ‘veiliger’ dan voor de andere wetten. Meer
in het bijzonder komt de visie van WAO-ers op handhaving overeen met de visie van WWers,
maar is als minder ‘veilig’ te beschouwen dan de meningen van ABW/WWB-ers over
handhaving.
De ABW/WWB heeft bijna een gespiegeld profiel. Daar zijn juist de ‘spontane nalevingdimensies’
iets minder ‘veilig’ en iets meer opgenomen in het ‘middengebied’, terwijl de perceptie
van de effectiviteit van de handhaving iets meer in het ‘veilige’ gebied is te vinden.
Wanneer we de verschillen sterk aanzetten, kunnen we stellen dat WAO-ers meer een
‘(spontaan) nalevingprofiel’ hebben dan de ABW/WWB-ers die op hun beurt meer een
‘handhavingprofiel’ hebben. ABW/WWB-ers voelen zich meer en beter gecontroleerd dan
WAO-ers en WW-ers.
De WW-ers nemen op het T11-risicoprofiel van gemiddelde scores een middenpositie in tussen
de WAO-ers en ABW/WWB-ers.
De T11-profielen van de drie wetten lijken zich tussen 2002 en 2004 anders te ontwikkelen 5 .
De verschuiving in negatieve richting in de WAO lijkt in 2004 te zijn gestopt.
In de WW lijkt zich in 2004 een verschuiving in negatieve richting voort te zetten. Per saldo
zijn nu zeven dimensies significant minder ‘veilig’ dan in 2000.
Voor de ABW/WWB verschillen nu voor het eerst drie items significant ten opzichte van het
jaar 2002 en zeven ten opzichte van de resultaten voor 2000. Kennisdimensies en spontane
nalevingsdimensies zijn iets minder veilig geworden. Daarentegen zijn twee handhavingsitems
juist iets ‘veiliger’ geworden. Het T11-profiel van de ABW/WWB is dus nog meer
handhavingsgeoriënteerd geworden.
5
De ontwikkeling van de T11-profielen tussen 2000 en 2004 is in detail beschreven in de bijlagen over de verschillende
uitkeringsregelingen.
14

T1a: kennis regels
T1b: duidelijkheid regels
1 | Risicoprofielen WAO, WW en ABW/WWB 2004
middengebied
T2a: kosten naleven
T2b: baten overtreden
T3: accceptatie van de regels
T4: wetgetrouwheid
T5: informele sanctie
veilig
T6: informele meldingskans
kwetsbaar
T7b: kans op fysieke controle
T7a: kans op administratieve controle
15
T8: detectiekans
WAO
WW
WWB
T9: selectiviteit controle
T10: sanctiekans
T11: sanctie-ernst

2.2. WAO
De verschuiving van het T11-profiel voor de WAO in ‘kwetsbare’ richting die zich tussen de
enquêtes van 2000 en 2002 voordeed, lijkt in 2004 te zijn gestopt. Vier dimensies zijn sinds
2002 ‘veiliger’ geworden en er zijn geen dimensies meer ‘kwetsbaar’ geworden. De veiliger
dimensies zijn dimensies van handhaving, te weten (de inschattingen van):
de kans op een fysieke controle (T7b)
de kans dat een overtreding wordt ontdekt (T8)
de kans op een sanctie (T10).
De WAO-ers schatten al deze kansen in 2004 iets hoger in. Per saldo zijn nu nog vier dimensies
significant minder ‘veilig’ dan in 2000. Het betreft de dimensies:
duidelijkheid van de regels (T1b)
de kosten van naleven (T2a)
de baten van overtreden (T2b)
de inschatting van de informele meldingskans (T6)
Alle geconstateerde verschuivingen zijn klein, dat wil zeggen het zijn verschuivingen van
maximaal enige tienden van punten op de vijfpuntsschaal. Ze zijn echter wel significant op
5%-niveau 6 .
2.3. WW
De WW kent volgens de T11-systematiek één ‘kwetsbare’ dimensie, te weten de als laag ingeschatte
kans dat overtreding wordt ontdekt (detectiekans, T8). De als betrekkelijk laag ingeschatte
kans op een fysieke controle (T7b) bereikt bijna het ‘kwetsbare’ gebied.
De kennisdimensies (T1a en T1b),
de acceptatie van de regels (T3)
en de inschatting van de kans op een sanctie bij constatering van een overtreding (T10)
zijn ‘veilig’.
De overige dimensies en items behoren tot het middengebied.
In 2004 lijkt de verschuiving in minder veilige richting van 2002 zich voorzichtig voort te
zetten. Ten opzichte van de resultaten van 2002 zijn twee dimensies (significant) minder veilig
geworden. Dit zijn:
de trouw aan de wet (T4)
en de selectiviteit van de controle (T9).
In de tweede plaats zijn in 2004 in vergelijking met 2000 twee nieuwe dimensies als minder
‘veilig’ te beschouwen. Het betreft:
de acceptatie van de regels (T3)
en de inschatting van de afkeuring van overtreding door de eigen sociale omgeving (T5).
6
Als gevolg van de relatief grote steekproef benodigd voor Randomized response, zijn kleine verschillen eerder
significant.
16

Per saldo zijn nu zeven dimensies significant minder ‘veilig’ dan in 2000. Het zijn:
de duidelijkheid van de regels (T1b)
de kosten van naleven (T2a)
de acceptatie van de regels (T3)
de trouw aan de wet (T4)
de verwachte afkeuring van overtreding door de omgeving (T5)
de inschatting van de informele meldingskans (T6)
de inschatting van de administratieve controlekans (T7a).
Alle verschuivingen zijn klein, maar wel significant.
2.4. ABW/WWB
Ook in 2004 geeft de ABW/WWB (net als in 2002 en 2000 voor de Abw) géén ‘kwetsbare’
dimensie te zien. De laag ingeschatte kans dat een overtreding wordt ontdekt (detectiekans,
T8) en de eveneens laag ingeschatte kans dat de uitkeringsinstantie bij de uitkeringsgerechtigden
komt controleren (kans op een fysieke controle, T7b) zijn het minst ‘veilig’ te noemen.
Deze dimensies naderen het ‘kwetsbare’ gebied het dichtst.
Het T11-profiel voor de ABW/WWB verschuift iets ten opzichte van de profielen voor de
jaren 2002 en 2000. Nu verschillen vier items significant ten opzichte van het jaar 2002 en
zes ten opzichte van de resultaten voor 2000. Per saldo zijn in 2004 ten opzichte van eerdere
jaren de volgende T11-variabelen minder ‘veilig’:
de kennis van de regels (T1a)
de duidelijkheid van de regels (T1b)
de kosten van naleven (T2a)
de acceptatie van de regels (T3)
de zorg om bij overtreding te worden aangemeld of verklikt (T6).
Daarentegen zijn de volgende variabelen ‘veiliger’ geworden:
de inschatting van de kans op een administratieve controle (T7a)
de inschatting van de kans op een fysieke controle (T7b)
de inschatting van de kans op een sanctie bij constatering van een overtreding (T10).
Vooral de kennisdimensie en de dimensie van spontane naleving zijn dus minder ‘veilig’
geworden en de handhavingsdimensie eerder iets ‘veiliger’. Hoewel er sprake is van significante
verschillen, zijn ze net als in het geval van de andere twee regelingen erg klein, dat wil
zeggen dat ze slechts een fractie bedragen van de waarden voor de verschillende T11-items.
17

3. KENNIS VAN DE WET BMTI
Kennis van sancties kan een rol spelen bij de keuze tussen naleven en overtreden. Uit de analyse
van verbanden met overtreding blijkt dat kennis van de sanctie voor overtreding van de
inlichtingenplicht inderdaad bij verschillende overtredingen een rol speelt.
Administratiefrechtelijke sancties zijn vastgelegd in de Wet Boeten, maatregelen en terug-
en invordering sociale zekerheid (Wet BMTi). Aan de respondenten werd een aantal vragen
voorgelegd om hun ervaringen met de boete en korting krachtens deze wet en hun kennis
over het boetedeel van de wet te toetsen. Naar kennis over het maatregelenbeleid is niet gevraagd,
omdat deze kennis niet met een paar vragen is te toetsen. Onder de WWB is de Wet
BMTi niet meer van toepassing. Gemeenten moeten vanaf 1-1-2005 beschikken over een
fraudeverordening, waarin ook het sanctieregime een plaats heeft. Omdat de enquête heeft
plaatsgevonden in de overgangsperiode voor het sanctieregime voor de ABW/WWB, zijn
ditmaal nog vragen gesteld met betrekking tot de Wet BMTi).
Volgens de enquête van 2004 heeft 7% van de WAO-ers in een periode van twaalf maanden
wel eens een boete of korting gehad, tegen 21% van de WW-ers en 14% van de
ABW/WWB-ers.
Iets minder dan eenderde van de uitkeringsgerechtigden heeft geen kennis over het sanctierégime
van de Wet Boeten en maatregelen. Verder is het beeld van de kennis van de wet
voor de WAO en WW vrijwel gelijk.
Een kleine groep van bijna één vijfde is goed geïnformeerd.
Ruim een kwart beschikt over een redelijke kennis van de sanctie krachtens de Wet
BMTi.
Een groep van bijna een vijfde onderschat de ernst van de sanctie en nog geen 10% van
de WAO-ers en WW-ers overschat de sancties duidelijk.
De ABW/WWB-ers hebben een iets ander beeld van de Wet BMTi. In de eerste plaats zijn
minder ABW/WWB-ers goed op de hoogte (13%) en een groter deel van hen overschat de
sanctie duidelijk, te weten 16%. Onderschatting van de sancties komt in de ABW/WWB
daarentegen minder voor dan onder WAO-ers en WW-ers (14% versus respectievelijk 17%
en 20%).
Mogelijk is dit verschil toe te schrijven aan de invoering van de WWB en gemeentelijke
handhavingverordeningen. In het onderzoek is geen informatie opgenomen waarmee deze
hypothese is te onderzoeken. Onder de WWB is de Wet BMTi niet meer van toepassing.
Gemeenten moeten vanaf 1-1-2005 beschikken over een fraudeverordening, waarin ook het
sanctieregime een plaats heeft. Omdat de enquête heeft plaatsgevonden in de overgangsperiode
voor het sanctieregime voor de ABW/WWB, gaan we er van uit, dat de komst van de
WWB niet (overal) meteen heeft geleid tot het loslaten van de Wet BMTi en dat de gemeentelijke
handhavingverordening in veel gevallen nog moest worden gemaakt.
18

Aan de groep die het goede antwoord gaf op de vraag naar de sanctie, is ook gevraagd hoe
hoog de boete is. Ongeveer eenvijfde tot een kwart van de degenen die terecht het antwoord
‘terugbetalen plus een boete’ heeft gekozen, beantwoordt ook deze vraag juist. Dat betekent
dat ongeveer 4% van de uitkeringsgerechtigden in de WAO, WW en ABWW/WWB volledig
op de hoogte is van de mogelijke sancties. Er zijn geen significante verschillen tussen de
antwoorden van de drie groepen uitkeringsgerechtigden 7 .
Onder WAO-ers en WW-ers is tussen 2002 en 2004 geen verandering opgetreden in hun
kennis van sancties krachtens de Wet BMTi. De kennis van ABW/WWB-ers in vergelijking
met 2002 afgenomen. Zij schatten de sancties nu zwaarder in. Het aantal ABW/WWB-ers
dat de sancties onderschat of een correcte inschatting weet te maken is afgenomen en het
aantal dat de sancties overschat, is verder toegenomen.
7 Verschil in gemiddelden getoetst met t-toets op 5%.
19

4. ACHTERGRONDEN VAN VERGELIJKBARE
OVERTREDINGEN
Een vergelijking tussen de drie wetten is alleen mogelijk voor de overtredingen van de regels
met betrekking tot het rapporteren van inkomsten uit arbeid. De naleving van medewerkingsverplichtingen
kan worden vergeleken voor de WW en de ABW/WWB.
Voor een meer gedetailleerde analyse van de achtergronden van overtreden verwijzen wij
naar de bijlagen. Daarin wordt hierop per wet uitgebreid op ingegaan. Op het eind van
hoofdstuk 5 wordt tevens een overzichttabel gepresenteerd met daarin alle gevonden verbanden
op een rij.
De verbanden zijn op twee manieren geanalyseerd. Allereerst met logistische regressie. Deze
analysetechniek is vooral geschikt om zogenaamde lineaire verbanden tussen overtreding en
één andere variabele aan te tonen. We spreken dan over univariate (lineaire) verbanden. Bijvoorbeeld:
hoe ouder iemand is, des te minder overtreedt hij de regels. Een tweede techniek
(Answer Tree) kijkt ook naar niet-lineaire verbanden tussen overtreding en meerdere andere
variabelen. Bijvoorbeeld ouderen met minder opleiding overtreden minder dan uitkeringsgerechtigden
van middelbare leeftijd met meer opleiding.
Met Answer Tree zijn overtrederprofielen te maken; dat wil zeggen combinaties van kenmerken
van groepen die veel overtreden. Er zijn profielen gemaakt met T11-variabelen en
achtergrondkenmerken afzonderlijk. Bij de analyse van achtergrondkenmerken beperken wij
ons tot objectieve kenmerken die bij de uitkeringsinstantie bekend (kunnen) zijn. Dit hoofdstuk
behandelt alleen deze meer sociaal-economische profielen. De profielen kunnen bijvoorbeeld
worden gebruikt om prioriteiten te stellen ten aanzien van handhaving en opsporing.
De meer psychologische profielen met T11-variabelen komen in de bijlagen over de afzonderlijke
regelingen aan bod. Van de (univariate) verbanden vastgesteld met logistische
regressie vermelden we vooral die verbanden die niet in de Answer Tree profielen terugkomen.
4.1. Klusjes
Bij het doen van klusjes voor een bijverdienste zijn er tussen de drie regelingen enige overeenkomsten.
Mannen in alle drie de regelingen doen meer klusjes. Er is verder sprake van
enige tegengestelde verbanden. Zo klussen WAO-ers die een economisch-administratieve
opleiding hebben gevolgd meer, terwijl WW-ers met een zelfde opleiding juist minder klusjes
voor een geldelijke vergoeding zeggen te doen. Deze uiteenlopende verbanden zijn met
de beschikbare gegevens niet te verklaren.
Ten aanzien van het doen van klusjes voor een vergoeding zijn voor de WAO en de
ABW/WWB geen deelgroepen te onderscheiden. Alleen voor de WW is het mogelijk groepen
naar achtergrondkenmerken te contrasteren. Op basis van geslacht, opleiding en het
soort dienstverband voor de laatste baan voor de uitkering zijn vijf groepen te onderscheiden
die klusjes doen zonder de verdiensten aan de uitkeringsinstantie op te geven (tabel 2).
Mannen zijn gemiddeld genomen meer in overtreding dan vrouwen. Het percentage overtreding
wordt echter verder in drie groepen gedifferentieerd door de genoten opleiding en het
soort dienstverband in de laatste baan voor de uitkering.
20

Mannen zonder enige afgeronde opleiding, met een middelbare beroepsopleiding of met
een universitaire opleiding die bovendien in ‘lossere’ dienstverbanden hebben gewerkt
(uitzendwerk, seizoensarbeid of als oproepkracht), met een tijdelijk contract of in een
proeftijd, overtreden het meest: 37% van deze groep is in overtreding.
Mannen met een zelfde opleiding, maar met een vaste baan vóór de uitkering overtreden
al duidelijk minder en deze groep bevat 26% overtreders.
Het percentage overtreders onder mannen met alleen lagere school, of met een lagere beroepsopleiding,
een voortgezette opleiding of een hogere beroepsopleiding is juist gelijk
aan het percentage overtreders in de gehele groep WW-ers (19%).
Bij vrouwen ligt het verband met opleiding net iets anders.
Vrouwen met de laagste opleiding (geen opleiding afgerond, of alleen lagere school) en
vrouwen met de hoogste opleiding (hbo, universiteit) overtreden het meest: 23% is in
overtreding.
De groep vrouwen met een voortgezette opleiding bevat 8% overtreders.
2 |Klusjes voor vrienden of bekenden voor geldelijke vergoeding: samenhangen met achtergrondvariabelen
(WW, n = 1641, overtreding 19%)
Mannen
Vrouwen
Deelgroepen % overtreders N
Wo, mbo, geen opleiding Losse dienstverbanden, op proef of tijdelijk con- 37 160
afgerond
tract
Vaste baan 26 236
Lo, lbo, mavo, havo, vwo, hbo 19 563
Geen opleiding afgerond, lo, hbo, wo 23 179
21
Lbo, mavo, havo, vwo, mbo 8 503
N.B.: Het overtredingspercentage vermeld in de titel van de tabel is het gemiddelde percentage overtreding over de metingen
van 2002 en 2004, gewogen naar steekproefomvang.
Het doen van klusjes hangt voor zowel WAO-ers, WW-ers als ABW/WWB-ers in de eerste
plaats samen met het (verwachte) voordeel van overtreding (T2b), met principiële trouw aan
de wet (T4), met de zorg om de reactie van de omgeving op overtreding (informele sanctie,
T5) en met de zorg dat een overtreding ontdekt kan worden (detectiekans, T8).
4.2. Zwart werk
De achtergrondkenmerken die samengaan met zwart werk vertonen weinig overeenkomsten
tussen de drie regelingen. De WW en ABW/WWB kennen beide een aantal verbanden tussen
zwart werk en kenmerken van de arbeidsmarktpositie van de uitkeringsgerechtigden.
Voor beide regelingen zijn er verbanden met het opleidingsniveau, bij de WW een positief
verband vastgesteld met logistische regressie en bij de ABW/WWB een niet lineair verband
vastgesteld met Answer Tree. Verder werken geschoolde en ongeschoolde handarbeiders en
hogere employés in de WW voor een groter deel zwart en er is een negatief verband met het
aantal jaren dat men voorafgaande aan de uitkering heeft gewerkt.

Voor wat betreft zwart werk zijn met achtergrondkenmerken binnen de WAO-populatie geen
deelgroepen te onderscheiden. Dat kan wel voor de populaties WW-ers en ABW/WWB-ers.
Met vier kenmerken, leeftijd, functie in laatste baan, de samenstelling van en de positie in
het huishouden, zijn met betrekking tot zwart werk onder de WW-ers zes deelgroepen te onderscheiden
(tabel 3).
Het hoogste percentage overtreders is te vinden onder de hogere employés en de handarbeiders
tot 52 jaar. Deze groep bevat ruim een kwart overtreders (27%).
De ouderen (dan 52 jaar) tellen met 5% minder overtreders in hun midden dan WW-ers
als geheel.
Degenen die een kantoorbaan op lager of middelbaar niveau hebben gehad, overtreden gemiddeld
minder. Dezen onderscheiden zich nog verder door kenmerken van het huishouden:
De deelgroep met kinderen thuis bevat 15% overtreders.
De groep hoofdkostwinners zonder kinderen thuis bevat nog altijd 18% overtreders.
Minder overtreders zijn te vinden binnen de groep die geen hoofdkostwinner is. Daarbij
maakt de leeftijd nog uit:
De ouderen (boven de 27 jaar) overtreden in beperktere mate. Deze groep bevat 7%
overtreders.
De jongeren (dan 27 jaar) overtreden niet.
3 |Zwart gewerkt: samenhangen met achtergrondvariabelen (WW, n = 1641, overtreding
12%)
Jonger
dan 52
Middelbaar +
lagere employé
Deelgroepen % overtreders N
Hoger employé, (on)geschoolde handarbeider 27 285
Geen kinderen
thuis
Kinderen thuis 15 449
Hoofdkostwinner 18 83
Geen hoofdkostwinner
22
Ouder dan
27
Jonger dan
27
7 212
0 93
Ouder dan 52 5 519
N.B.: Het overtredingspercentage vermeld in de titel van de tabel is het gemiddelde percentage overtreding over de metingen
van 2002 en 2004, gewogen naar steekproefomvang.
Ten aanzien van zwart werk zijn ABW/WWB-ers op grond van twee kenmerken te onderscheiden
in drie deelgroepen (tabel 4).
De groep die naast de uitkering nog inkomsten uit arbeid verdient, bevat 29% overtreders.
De groep met een lagere of juist hogere beroepsopleiding bevat 21% zwart werkers.
Degenen met een andersoortige opleiding werken minder dan gemiddeld zwart (6%).
Het verband van zwart werk met inkomsten uit arbeid naast de uitkering kan er op wijzen dat
zwart werk meer voorkomt onder ABW/WWB-ers waarvan bij de uitkeringsinstantie wel al
bekend is dat zij naast de uitkering nog werken.

4 | Zwart gewerkt (ABW/WWB, n = 1478, overtreding 14%): samenhangen met achtergrondkenmerken
Deelgroepen % overtreders N
Inkomsten uit arbeid naast uitkering 29 193
Geen inkomsten uit arbeid naast uitkering
Lbo, hbo
Geen opleiding, lo, mavo, mbo, havo, vwo,
wo
21
6
391
894
N.B.: Het overtredingspercentage vermeld in de titel van de tabel is het gemiddelde percentage overtreding over de metingen
van 2002 en 2004, gewogen naar steekproefomvang.
Het zwart werken in de drie regelingen vertoont wel enige overeenkomsten wat betreft samenhangen
met T11-variabelen. Meer zwart werk gaat gepaard met het onderkennen van een
groter voordeel van overtreding (T2b) en met minder (verklaarde) trouw aan de wet (T4). In
de WW en de ABW/WWB is er bovendien meer zwart werk bij het verwachten van minder
informele controle (T6), een kleinere detectiekans (T8) en minder selectiviteit van controles
(T9).
4.3. Klusjes en zwart werk vergeleken
Het verschil in betekenis tussen het doen van klusjes voor een geldelijke vergoeding zonder
dit aan de uitkeringsinstantie door te geven en zwart werk is niet duidelijk aan te geven. De
mogelijke overeenkomst is in de achtergronden van beide overtredingen echter niet goed terug
te vinden. In de ABW/WWB is er wel sprake van enige vergelijkbare verbanden. Er is
een positief verband tussen opleiding en klusjes en een niet-lineair verband tussen opleiding
en zwart werken. Verder wordt er meer zwart gewerkt èn meer geklust door ABW/WWB-ers
die een opleiding hebben gevolgd in de sectoren ‘gedrag en maatschappij’, ‘taal en cultuur’,
of ‘recht en openbare orde’. ABW/WWB-ers die klusjes doen of zwart werken, geven ook
vaker aan inkomsten uit arbeid te hebben naast de uitkering.
In de WW is er een niet-lineair verband vastgesteld met Answer Tree tussen opleidingsniveau
en klusjes en een positief verband tussen opleidingsniveau en zwart werk vastgesteld
met logistische regressie. Verder zijn er positieve verbanden tussen het hoofdkostwinner zijn
en klusjes en zwart werk.
In de WAO geven uitkeringsgerechtigden met een economisch-administratieve opleiding aan
zowel meer klusjes te doen als meer zwart te werken. Er is al op gewezen dat dit verband gezien
het tegengestelde verband in de WW moeilijk is te verklaren.
4.4. Overtreding van medewerkingsverplichtingen
Overeenkomsten ontbreken in de achtergrond van overtredingen van de medewerkingsverplichtingen
van de WW en ABW/WWB, het aanvaarden van passend werk en het voldoende
solliciteren. Alleen opleiding, een variabele die met veel overtredingen samenhangt, speelt
bij deze overtredingen in beide regelingen een rol. Meer opleiding betekent dan meer overtreding.
De overtredingen van de twee medewerkingsverplichtingen in de WW vertonen enkele overeenkomsten.
Het afwijzen van passend werk en het bewust weinig solliciteren hangen positief
samen met het hebben van inkomsten uit arbeid naast de uitkering en met opleidingsniveau.
Er zijn echter vrijwel geen overeenkomsten binnen het domein van de T11-variabelen.
23

5. BELANGRIJKSTE ACHTERGRONDEN EN MOTIEVEN
Een beperkt aantal typen variabelen is van terugkerend belang voor de keuze tussen naleving
en overtreding van de regels met betrekking tot de verschillende uitkeringen. Het betreft
vooral kenmerken van het arbeidsverleden of iets ruimer de arbeidsmarktpositie van de uitkeringsgerechtigden,
hun visie op controle en de spontane nalevingdimensies van de T11. De
samenstelling van het huishouden, leeftijd en geslacht en inkomenskenmerken spelen bij een
aantal overtredingen ook nog een rol.
Algemene achtergrondkenmerken van uitkeringsgerechtigden, zoals de samenstelling van het
huishouden en het arbeidsmarktverleden, kunnen vooral van dienst zijn om risicogroepen te
identificeren en zo de controle doeltreffender te maken (zie paragraaf 5.1). De T11variabelen
en overige meningen over handhaving bieden mogelijk aanknopingspunten om
met andere maatregelen zoals communicatie de handhaving te verbeteren (zie paragraaf 5.2).
5.1. De rol van algemene achtergrondkenmerken
Demografische kenmerken
Mannen overtreden de regels van de uitkeringen over het algemeen meer dan vrouwen. Ze
doen vaker klusjes in alle drie de uitkeringen, ze verzuimen vaker door te geven dat ze zich
beter in staat voelen om te werken voor de WAO en ze doen vaker vrijwilligerswerk zonder
toestemming in de WW. Er is één uitzondering: mannen in de WW wijzen minder vaak passend
werk af.
Leeftijd is ook voor meerdere overtredingen van belang: bij het doorgeven van een herstel
bemerkt bij werkzaamheden en bij overtreding van de medewerkingsverplichtingen in de
WW en de informatieve verplichtingen in de ABW/WWB.
Oudere WW-ers doen meer vrijwilligerswerk zonder toestemming te vragen, maar verzuimen
de sollicitatieplicht minder vaak en wijzen ook minder vaak passend werk af. Jongere
WW-ers overtreden deze twee laatste medewerkingsverplichtingen juist vaker.
Oudere ABW/WWB-ers verzuimen vaker vermogen en waardevolle bezittingen correct te
rapporteren voor de ABW/WWB. Mogelijk is dit mede te verklaren doordat ze over het algemeen
meer vermogen en bezittingen hebben.
Jongere WAO-ers verzuimen vaker hun gezondheid juist weer te geven bij de uitkeringsinstantie.
De samenstelling van het huishouden is met name van belang voor een aantal overtredingen
van de regels met betrekking tot het rapporteren van inkomen uit arbeid in de verschillende
regelingen, het geven van inlichtingen over de gezondheidstoestand van WAO-ers en voor
het opgeven van extra inkomsten anders dan uit arbeid voor de ABW/WWB. Wie met ouders,
broers of zussen in huis woont neigt iets vaker tot overtreding, behalve in het geval van
het rapporteren van extra inkomsten naast de uitkering anders dan uit arbeid. Mogelijk dat
deze groep minder vaak over dit type inkomsten beschikt. Wie met een partner samenwoont,
overtreedt over het algemeen minder. Wie kinderen in huis heeft werkt meer zwart in de
WW en verzuimt eerder extra inkomsten op te geven in de ABW/WWB. Kostwinners in de
WW klussen meer, werken meer zwart en doen vaker vrijwilligerswerk zonder toestemming
te hebben gevraagd aan UWV.
24

Inkomen
De hoogte van het inkomen en de mate waarin men er mee kan rondkomen speelt een rol bij
verschillende overtredingen. Naarmate men meer inkomen geniet en er beter van denkt te
kunnen rondkomen, verzuimt men ook vaker om vermogen en waardevolle bezittingen correct
en volledig op te geven, te rapporteren dat men zich gezonder voelt en in staat om meer
te werken en toestemming te vragen om als vrijwilliger te werken.
Wie aangeeft naast de uitkering nog inkomen uit arbeid te verdienen, klust meer en werkt
meer zwart en verzuimt eerder om extra inkomen anders dan uit arbeid op te geven in de
ABW/WWB. Bovendien is deze groep ook vaker in overtreding van de sollicitatieplicht en
de plicht om passend werk te aanvaarden in de WW.
Het is niet bekend of deze groep bij de uitkeringsinstanties al te boek staat als werkend en in
het genot van inkomen uit arbeid naast de uitkering. Voor zover dat het geval is, is een deel
van hun met arbeid verdiende inkomen legaal en een deel zwart. Het is ook mogelijk dat het
om een groep gaat die minder moeite heeft om in de enquête overtredingen, zoals het niet
opgeven van inkomsten uit arbeid, toe te geven.
Arbeidsmarktpositie
Opleiding speelt een rol bij overtreding van alle typen regels. In het geval van het zonder
toestemming verrichten van vrijwilligerswerk in de WW en het weinig solliciteren in de
ABW/WWB is er bovendien sprake van verbanden geconstateerd met zowel logistische regressie
als met Answer Tree. Dit gegeven verhoogt de betrouwbaarheid van de verbanden.
De verbanden zijn over het algemeen positief. Dit betekent dat beter opgeleide uitkeringsgerechtigden
doorgaans meer geneigd lijken te zijn de regels van de uitkering te overtreden. De
invloed van de opleidingsrichting en arbeidservaring van de uitkeringsgerechtigden op het
doen van klusjes en zwart werk is beperkt en lijkt ook beperkter dan voorafgaande aan het
onderzoek gedacht.
In de WAO is er een positieve samenhang tussen klusjes en een opleiding in de sector economie.
WW-ers met een zelfde type opleiding klussen juist minder. Deze verschillen in samenhang
zijn niet goed te verklaren. Voor de WAO is er verder een positief verband tussen
klusjes en een arbeidsverleden in de landbouw en visserij, de voedingssector of de chemie.
Bovendien komen drie van de vier overtredingen van de regels met betrekking tot het rapporteren
van de gezondheidstoestand in deze bedrijfstakken meer voor.
In de ABW/WWB zijn er positieve samenhangen van klusjes en zwart werk met een opleiding
in de sectoren ‘gedrag en maatschappij’, ‘taal en cultuur’ en ‘recht en openbare orde’.
ABW/WWB-ers met een opleiding in de sector gezondheidszorg en verzorging doen minder
vaak een klusje voor een geldelijke vergoeding. ABW/WWB-ers met een verleden in de
‘handel en reparatie’ of het transport en de communicatie werken voor een groter deel zwart.
Het beperkte aantal verbanden is mogelijk toe te schrijven aan de kleine aantallen respondenten
voor deze enquête in elke bedrijfstak of opleidingssector. Informatie over deze onderwerpen
is in 2004 pas voor het eerst gevraagd. Door de kleine aantallen is het moeilijker om
samenhangen vast te stellen. Om die reden zijn deze variabelen niet in de analyses met Answer
Tree opgenomen. Niettemin maken de variabelen sector van opleiding en bedrijfstak van
de laatste baan in een aantal gevallen al een aanmerkelijk verschil in het niveau van overtreding.
De aard van de functie die men heeft bekleed voorafgaande aan de uitkering is van belang
voor het aanvaarden van passend werk in de WW en voor het naleven van de informatieve
verplichtingen inzake vermogen en inzake extra inkomsten anders dan uit arbeid voor de
ABW/WWB.
25

Globaal gesproken overtreden ongeschoolde en geschoolde handarbeiders meer dan degenen
die andere functies hebben bekleed, maar het is moeilijk een regelmatig en duidelijk patroon
te onderkennen. Meer overtreding komt soms ook bij andere functies voor. Zo werkt een
groter deel van WW-ers die een hogere kantoorbaan hebben gehad, zwart.
De aard en omvang van het dienstverband voorafgaande aan de uitkeringen zijn van belang
voor het doen van klusjes door WAO-ers en WW-ers en het rapporteren van extra inkomsten
anders dan uit arbeid door ABW/WWB-ers. Degenen die in een losser dienstverband hebben
gewerkt (uitzendwerk, seizoenswerk of als oproepkracht), werken in grotere getale wel eens
zwart in de WAO. WW-ers die een los dienstverband hebben gehad, op tijdelijk contract of
in proeftijd hebben gewerkt, klussen meer. De groep WW-ers en ABW/WWB-ers die een
vaste baan hebben gehad klust juist minder. WW-ers die vooral in deeltijd hebben gewerkt,
klussen minder.
WWB-ers die vooral in deeltijd hebben gewerkt, werken meer zwart. Bij het opgeven van
extra inkomsten naast de uitkering anders dan uit arbeid in de ABW/WWB neigen ‘ handarbeiders’,
zelfstandigen en degenen die in een lagere functie op kantoor hebben gewerkt tot
meer overtreding en wie in een hogere functie op kantoor heeft gewerkt, tot minder.
Als we de samenhangen met de kenmerken van het arbeidsverleden en met name van het
dienstverband van een afstand bezien, ontstaat de indruk dat overtreding van met name de
regels met betrekking tot het rapporteren van inkomen uit arbeid en van de medewerkingsverplichtingen
in grotere mate is toe te schrijven aan uitkeringsgerechtigden die in beperkte
mate in de arbeidsmarkt zijn geïntegreerd. Het is onduidelijk wat kenmerken van het arbeidsverleden
van ABW/WWB-ers te maken kunnen hebben met het opgeven van extra inkomsten
die juist niet uit arbeid afkomstig zijn, maar uit alimentatie, onderverhuur, giften,
rente, etc.
5.2. T11-variabelen en overige meningen over handhaving
De T11-variabelen en overige kenmerken van handhaving zijn, in tegenstelling tot achtergrondkenmerken
in principe door de uitkeringsinstanties te beïnvloeden. Anderzijds zijn bij
deze verbanden oorzaak en gevolg moeilijker te scheiden. Het waarnemen van een kleine
controlekans kan een reden zijn om te overtreden, maar kan ook een ervaringsfeit zijn bij
overtreding. Het is daarom niet altijd zeker dat beïnvloeding van T11-variabelen en andere
kenmerken van handhaving tot meer naleving zal leiden.
Het verwachte voordeel van overtreding (T2b) is de belangrijkste factor en hangt met de
meeste overtredingen samen en maakt bij betrekkelijk veel overtredingen een aanzienlijk
verschil. De variabele geeft echter geen antwoord op de vraag welk voordeel voor de overtredende
uitkeringsgerechtigde in gegeven omstandigheden van belang is.
Een tweede factor van belang is de principiële trouw aan de wet (T4). Hier ontstaat het vermoeden
dat het eerder gaat om een constatering van een feit dan om een houding met een
voorspellende waarde. Wie een uitkeringsregel overtreedt, neemt immers de wet op zijn
minst niet letterlijk.
Een derde belangrijke T11-variabele is de verwachte detectiekans (T8), dat wil zeggen de
zorg dat men bij overtreding op een of andere manier tegen de lamp kan lopen.
Daarnaast spelen nog een rol de afkeuring van overtreding door de omgeving (informele
sanctie, T5) en de informele controle (T6). Die kunnen samen worden beschouwd als de ervaren
sociale controle.
26

Méér sociale controle betekent voor meerdere regels van de verschillende wetten minder
overtreding. De duidelijkheid van de regels (T1b) is alleen van belang in de ABW/WWB
(klusjes en zwart werk, sollicitatieplicht, het opgeven van vermogen en het geven van inlichtingen
over de woonsituatie) en in de WAO voor het naleven van de regels met betrekking
tot het rapporteren van de gezondheidstoestand. Dit kan er op wijzen dat bij de naleving van
deze regels de duidelijkheid van de regel een rol speelt.
De kosten van naleven (T2a) spelen vrijwel alleen voor ABW/WWB-ers een rol, meer in het
bijzonder voor de keuze voor het al of niet naleven van de regels met betrekking tot het rapporteren
van inkomsten uit arbeid (uit klusjes en zwart werk) en het aanvaarden van passend
werk.
Een aantal factoren die vrij direct door de handhaving zijn te beïnvloeden, zoals de kans op
controle en de kans op en ernst van sancties, zijn van beperkt belang. De administratieve en
fysieke controlekans bijvoorbeeld hangen samen met drie, respectievelijk vier overtredingen,
alle in de WAO en ABW/WWB. Ook de kenmerken van sancties zoals die in dit onderzoek
in T11-vorm zijn bevraagd, hangen met een beperkt aantal overtredingen samen.
De algemener geformuleerde detectiekans (T8) hangt wel met meerdere overtredingen samen.
Het belang van deze variabele wijst er op dat de effectiviteit van handhaving en controle
wel een rol speelt bij overtreding en naleving. De betreffende vraag spreekt over de ‘kans
op ontdekking’ van een overtreding en verwijst niet naar een specifieke vorm van controle of
handhaving. Het belang van deze variabele kan er op wijzen dat uitkeringsgerechtigden geen
duidelijk onderscheid maken tussen diverse factoren die bij een effectieve controle een rol
kunnen spelen, zoals de administratieve en fysieke controlekans en de (verwachte) selectiviteit
van controles. Niettemin is (perceptie van) de detectiekans wel een kenmerk van handhaving
dat in principe door de betrokken instanties is te beïnvloeden.
De T11-dimensies die volgens het eerder gepresenteerde profiel het meest uitgesproken ‘veilig’
zijn, te weten de kennis- en de sanctiedimensies, vertonen weinig samenhang met overtreding
of naleving. Het gaat om de kennis en duidelijkheid van de regels (T1a en T1b), de
kosten van naleven (T2a), de acceptatie van de regels (T3), de kans op een sanctie (T10) en
de ernst van die sanctie (T11). De spontane nalevingsdimensies, zoals het verwachte voordeel
van overtreding (T2b) en de trouw aan de wet (T4), die vooral een kenmerk van de uitkeringsgerechtigden
zijn, vertonen de meeste samenhangen met overtredingen.
Het verband met daadwerkelijke kennis van de sancties krachtens de Wet BMTi is niet eenduidig.
Zowel redelijke kennis, het goed op de hoogte zijn van de sancties die deze wet bevat
(‘correct antwoord’) als het ontbreken van kennis kan gepaard gaan met meer overtreding
van regels. Opvallend is, dat in de ABW/WWB goede kennis van het sanctierégime van de
WBMTi samengaat met méér overtreding van drie regels (het afwijzen van passend werk,
het niet correct rapporteren van vermogen en het niet correct rapporteren van de woonsituatie).
27

5.3. Alle gevonden verbanden in één overzicht
Tabel 5 geeft een overzicht van de samenhangen tussen de onafhankelijke variabelen en de
overtredingen voor respectievelijk de WAO, de WW en de ABW/WWB. De tabel vermeldt
de onafhankelijke variabelen, gegroepeerd naar type, en de richting of het teken van het verband.
Een ‘+’ betekent een positief verband tussen een variabele en overtreding of een verband
tussen het aanwezig zijn van een kenmerk (bijvoorbeeld het ‘man zijn’) en meer overtreding,
vastgesteld met logistische regressie. Een ‘-‘ betekent een negatief verband of een
verband tussen het aanwezig zijn van een kenmerk en minder overtreding, eveneens vastgesteld
met logistische regressie. Met logistische regressie wordt vooral gekeken naar lineaire
samenhangen. Om ook na te gaan of er aanvullend daarop ook niet- lineaire verbanden zijn
(dat wil zeggen verbanden voor specifieke groepen) is ook gebruik gemaakt van de Answer
Tree methode. De resultaten daarvan worden in de tabel weergeven met ‘*’ voor een positieve
samenhang, ‘=’ voor een negatieve en ‘~’ voor een niet-lineaire. De sterkte van de verbanden
is per wet te vinden in de afzonderlijke bijlagen.
Bijvoorbeeld: mannen doen in de WW volgens de analyse met logistische regressie over het
algemeen vaker een klusje voor een bijverdienste zonder dat aan UWV door te geven dan
vrouwen (een ‘+’). De analyse met Answer Tree komt tot dezelfde conclusie (een ‘*’).
Het verband tussen opleiding en zwart werk in de ABW/WWB is volgens de analyses met
Answer Tree niet lineair: zwart werk komt meer voor onder mensen met alleen een lagere
beroepsopleiding en onder mensen met een hogere beroepsopleiding en minder onder hen
met andere opleidingen, zoals alleen lagere school, een middelbare of een academische opleiding.
De tabel is gemaakt om een indruk te geven van het belang van verschillende variabelen. Er
is wel een verschil in interpretatie van de verbanden in de tabel vastgesteld met logistische
regressie en van de verbanden vastgesteld met Answer Tree. Deze laatste kunnen in een
overzichtstabel alleen verkort worden weergegeven. Verbanden vastgesteld met Answer
Tree zijn vrijwel steeds verbanden die alleen gelden voor delen van de populatie. Die delen
zijn weer gedefinieerd door andere variabelen. Een relatie met leeftijd geldt bijvoorbeeld alleen
voor de groep die samenwoont met een partner. Die gelaagdheid van de samenhangen is
in de overzichtstabel niet weer te geven. Voor een volledig inzicht dient de lezer de Answer
Tree tabellen op te zoeken in de eerdere hoofdstukken of in de bijlagen betreffende de afzonderlijke
wetten.
28

Tabel 5 | Overzicht samenhangen overtredingen met andere factoren, 2002 en 2004
Woonsituatie
Bezittingen
WAO WW ABW/WWB WAO WW ABW/WWB
Overtredingen van de verplichtingen met betrekking tot:
Klus- Zwart Klus- Zwart Klusjes Zwart ConDia- Herstel GeOnbe- Passend Solli- Passend Solli- Extra Verjes
werk jes werk
werk trolegno bij zontaald werk cite werk citeinkommo arts se werk der werk
renrenstengen
arts
voelen
overtreding regels mbt inlichtingen
over:
Percentage overtreding
20% 9% 19% 12% 27% 14% 6% 5% 11% 15% 27% 12% 25% 13% 43% 10% 9% 5% 6%
(2002, 2004, vlgs logreg):
Demografische kenmerken
Geslacht Man + + * + + + * -
Leeftijd ~ = - = + * - = = + +
Aantal
Alleenstaand *
Partner - - -
Ouders, broer,
+ + + + =
zus
Kinderen * *
Anderen
Inkomen
Hoofdkostwinner + * +
Hebben van inkomsten uit
+ + * + + + + *
arbeid
Inkomen uit arbeid (hoogte) + - +
Totaal inkomen (hoogte) + + + +
Rondkomen (mate van) + + +
huishouden
+, -: positief, c.q. negatief verband logistische regressie, *, =, ~: positief, c.q. negatief, cq. niet-lineair verband Answer Tree 29

Woonsituatie
Bezittingen
WAO WW ABW/WWB WAO WW ABW/WWB
Overtredingen van de verplichtingen met betrekking tot:
Klus- Zwart Klus- Zwart Klusjes Zwart ConDia- Herstel GeOnbe- Passend Solli- Passend Solli- Extra Verjes
werk jes werk
werk trolegno bij zontaald werk cite werk citeinkommo arts se werk der werk
renrenstengen
arts
voelen
overtreding regels mbt inlichtingen
over:
Percentage overtreding
20% 9% 19% 12% 27% 14% 6% 5% 11% 15% 27% 12% 25% 13% 43% 10% 9% 5% 6%
(2002, 2004, vlgs logreg):
Arbeidsmarktpositie
Opleiding ~ + + ~ ~ + + ~ * ~ + +
Jaren gewerkt - - + - = +
% arbeidsongeschikt
Uitkeringsduur + +
Sollicitatieplicht
Ongeschoold hand-
* * +
arbeider
Geschoold handar-
* * +
beider
Lager employé = *
Middelbaar employé - = *
Hoger employé + * + =
Zelfstandige *
Anders =
Uitzend, oproep,
+ * -
seizoen
Proef of tijdelijk + * +
Vast = - -
Deeltijd - + - = +
Afwisselend vol-,
*
deeltijd
Algemeen
Functie
Dienstverband
Sectoren
Landbouw, natuur,
+
natuurwet., techniek
Economie + + -
Gezondheidszorg/
-
verzorging
Gedrag&maatsch.,
+ + +
taal&cult.,
recht&openbare orde
Landbouw&visserij, + + + +
Voeding, Chemie
Gezondheids-, wel-
- +
zijnszorg, onderwijs,
overheid
Opleiding
Laatste baan
1
+, -: positief, c.q. negatief verband logistische regressie, *, =, ~: positief, c.q. negatief, cq. niet-lineair verband Answer Tree 30

Woonsituatie
Bezittingen
WAO WW ABW/WWB WAO WW ABW/WWB
Overtredingen van de verplichtingen met betrekking tot:
Klus- Zwart Klus- Zwart Klusjes Zwart ConDia- Herstel GeOnbe- Passend Solli- Passend Solli- Extra Verjes
werk jes werk
werk trolegno bij zontaald werk cite werk citeinkommo arts se werk der werk
renrenstengen
arts
voelen
overtreding regels mbt inlichtingen
over:
Percentage overtreding
20% 9% 19% 12% 27% 14% 6% 5% 11% 15% 27% 12% 25% 13% 43% 10% 9% 5% 6%
(2002, 2004, vlgs logreg):
Handel en reparatie,
+ +
Transport en communicatie
Bank- en verzeke-
+
ringswezen, Horeca,
Zakelijke diensverlening
Tafel van 11
Kennis regels = *
(T1a)
Duidelijkheid re-
- = - = - - - - = =
gels (T1b)
Kosten naleven
+ + = = + * *
(T2a)
Voordeel overtre- + * + * + * + * + * + * + * + + * + * + * + * + * + + * + * + * + *
ding (T2b)
Acceptatie regels - - - * - - = = -
(T3)
Trouw a/d wet - - - - = - - - = - = = - - = = -
(T4)
Informele sanctie - = - - = - - = - - - =
(T5)
Informele controle
- - - - = ~ - = =
(T6)
Kans adm. Contro- = - -
le (T7a)
Kans fysieke con- - - = *
trole (T7b)
Detectiekans (T8) - = - = - = - = - - - - = - - - = - =
Selectiviteit (T9) - - - - - - =
Sanctiekans (T10) * * *
Sanctie-ernst - = - = =
(T11)
Overige meningen handhaving
Controle zwartwerk water- - - - - -
dicht
+, -: positief, c.q. negatief verband logistische regressie, *, =, ~: positief, c.q. negatief, cq. niet-lineair verband Answer Tree 31
Kennis
Spontane naleving
Controle
Sanctie

Woonsituatie
Bezittingen
WAO WW ABW/WWB WAO WW ABW/WWB
Overtredingen van de verplichtingen met betrekking tot:
Klus- Zwart Klus- Zwart Klusjes Zwart ConDia- Herstel GeOnbe- Passend Solli- Passend Solli- Extra Verjes
werk jes werk
werk trolegno bij zontaald werk cite werk citeinkommo arts se werk der werk
renrenstengen
arts
voelen
overtreding regels mbt inlichtingen
over:
Percentage overtreding
20% 9% 19% 12% 27% 14% 6% 5% 11% 15% 27% 12% 25% 13% 43% 10% 9% 5% 6%
(2002, 2004, vlgs logreg):
UWV/ DWI alleen oog voor
+ + -
de regels
Kennis sancties
Onderschatting
Redelijke kennis +
Correct antwoord + + +
Overschatting
Geen kennis +
1 Vermeld zijn de bedrijfstakken die een samenhang hebben met overtreding. De volgende sectoren hebben geen verband met overtreding: Metaal en elektrotechniek, overige industrie, Energie, Bouw en onroerend
goed.
+, -: positief, c.q. negatief verband logistische regressie, *, =, ~: positief, c.q. negatief, cq. niet-lineair verband Answer Tree 32

6. METHODOLOGISCHE VERANTWOORDING
6.1. Methoden van onderzoek en uitvoering
In het onderzoek is gebruik gemaakt van twee bijzondere onderzoeksinstrumenten:
De vraagtechniek Randomized response is ingezet om te komen tot schattingen van de
werkelijke omvang van verschillende vormen van regelovertreding. De methode is speciaal
ontwikkeld om met grotere betrouwbaarheid uitspraken te doen over onderwerpen
waarover een deel van de respondenten het moeilijk vindt om openheid van zaken te geven.
De Tafel van Elf is gebruikt voor het bepalen van de kennis en houding van de doelgroep
ten aanzien van de regels en hun handhaving, en het inschatten van risico’s voor handhaving
van de regels.
Randomized response
Hoewel Randomized response leidt tot een betere rapportage van regelovertreding, is er
(naar alle waarschijnlijkheid) nog altijd sprake van een onderschatting. Meer respondenten
geven een eerlijk antwoord op de gestelde gevoelige vragen, maar nog steeds niet alle. Om
deze reden is gebruik gemaakt van een nieuw model voor de analyse van Randomized response
gegevens. Dit nieuwe model maakt het mogelijk om de groep respondenten die zich
niet aan de Randomized response instructie houden, uit de gegevens te verwijderen. Deze
respondenten hebben als kenmerk dat zij, ongeacht de vraag die zij krijgen voorgelegd, 'nee'
antwoorden. Door deze respondenten die de instructie niet volgen uit de data te verwijderen,
worden de schattingen op regelovertreding hoger en meer realistisch. Hoewel er naar alle
waarschijnlijkheid nog steeds sprake is van een onderschatting, is de mate van onderschatting
veel geringer geworden.
De Randomized response methode kent enige beperkingen. Theoretisch is het mogelijk om
via deze methode ook zicht te krijgen op de interessante vraag naar de ernst van regelovertreding
(bijvoorbeeld uitgedrukt in benadelingsbedragen), maar een praktische uitwerking
hiervan ontbreekt nog. Tijdens het huidige onderzoek is een proef genomen met een methode
om cijfermatige informatie met Randomized response te bevragen. Over de resultaten van
die proef wordt afzonderlijk aan de opdrachtgever gerapporteerd.
De Tafel van Elf (T11)
Het tweede belangrijk doel van het onderzoek is het verkrijgen van inzicht in de achtergronden
van naleving en overtreding van de uitkeringsregels. Inzicht in de achtergronden van
overtreding kan belangrijke aanknopingspunten bieden voor handhaving. Om de benodigde
informatie te verzamelen is ook gebruik gemaakt van de zogenaamde Tafel van Elf, ontwikkeld
in opdracht van het Expertisecentrum Rechtshandhaving van het Ministerie van Justitie.
De Tafel van Elf (afgekort tot T11) is een veelgebruikt model voor vragenlijsten en de analyse
van antwoorden waarmee de motieven om wetten al dan niet na te leven systematisch in
kaart worden gebracht.
33

De T11 onderscheidt elf verschillende factoren of ‘dimensies’ die zijn te rangschikken in de
volgende vier groepen:
kennisdimensies: bekendheid met en duidelijkheid van de regels;
dimensies van spontane naleving: kosten en baten van naleving, respectievelijk
overtreding, acceptatie van de regels, wetgetrouwheid, sociale controle, bestaande uit de
dimensies kans op het verklikt worden (in dit rapport ‘informele meldingskans’ of ook
wel ‘klikkans’) en reactie van de sociale omgeving (‘informele sanctie’);
controledimensies:, controlekans, detectiekans, selectiviteit of trefzekerheid van de
controle;
sanctiedimensies: (formele) sanctiekans, ernst van de (formele) sanctie.
De resultaten worden per wet gepresenteerd aan de hand van zogenaamde ‘risicoprofielen’
die worden geconstrueerd met de gemiddelde scores op de T11-vragen. Deze risicoprofielen
geven in een oogopslag aan welke sterke en zwakke kanten regels kennen in het licht van naleving.
De gemiddelde waarden van de T11-dimensies worden verdeeld in ‘kwetsbare’ waarden,
waarden in een middengebied en ‘veilige’ waarden. ‘Kwetsbaar’ in het risicoprofiel zijn
die T11-dimensies met een lage score. Verondersteld wordt dat een lage score eerder bijdraagt
tot overtreding van de regels, een hoge score tot naleving en de bijdrage van een score
in het middengebied onbeslist is. De T11-risicoprofielen geven geen voorspelling of er
daadwerkelijk zal worden overtreden of nageleefd. De vraag naar samenhangen van afzonderlijke
T11-dimensies en overtreding is in de hoofdstukken 4 en 5 behandeld.
6.2. De opzet en het verloop van het veldwerk
Opzet
Net als de eerdere metingen is ook POROSZ-3 uitgevoerd aan de hand van grootschalige
surveys onder uitkeringsgerechtigden. De eerste meting (POROSZ-1) bestond uit (kostbare)
face-to-face gesprekken bij de respondenten thuis. Voor de tweede en derde meting is gekozen
voor benadering via TNS NIPObase CASI. Dit is een zogenaamde accespool van respondenten
(huishoudens) die vragenlijsten via een modemverbinding ontvangen en ingevuld
weer terugzenden aan het TNS-NIPO. De accespool bestaat thans uit circa 35.000 huishoudens
met circa 100.000 individuen. De access pool is representatief op de binnen onderzoek
gebruikelijke achtergrondkenmerken en is opgebouwd op basis van de daarover bekende
CBS gegevens en gegevens uit de Minicensus. Deelnemers aan de access pool zijn en worden
geworven via onderzoek met traditionele instrumenten waarbij sprake is van aselecte
landelijk gespreide steekproeven. Aan moeilijke doelgroepen wordt extra aandacht besteed
om er voor te zorgen dat deze groepen in de juiste proportie in de access pool vertegenwoordigd
zijn.
De aanpak is veel goedkoper dan de uitvoering van POROSZ-1 en biedt enige garanties dat
eventuele toekomstige metingen tegen redelijke kosten zijn uit te voeren. Een ander belangrijk
voordeel is dat het onderzoek onafhankelijk, zonder belasting en bemoeienis van de uitkeringsinstanties
kon worden uitgevoerd. Bij een gevoelig onderwerp als overtreding van de
regels kan tussenkomst van de uitkeringsinstantie makkelijk leiden tot selectieve respons.
34

Steekproef
In het onderzoek zijn mensen met een WAO- of andere arbeidsongeschiktheidsuitkering betrokken
(WAZ en Wajong), mensen met een WW-uitkering en mensen met een
ABW/WWB-uitkering. Deze (dubbele) aanduiding wordt gebruikt omdat het onderzoek zich
uitstrekt over een periode van 12 maanden voorafgaande aan de meting (van medio 2003 tot
medio 2004). In die periode is per 1 januari 2004 de ABW afgeschaft en de WWB ingevoerd.
Deze wet bevat een totaal andere financieringssystematiek én een wijziging van het
sanctiebeleid.
De Wet BMTi is niet meer (direct) van toepassing, omdat sanctionering van overtredingen
geen verplichting maar een bevoegdheid van de gemeente (als uitvoeringsorgaan) geworden
is. Boetes zijn niet toegestaan, maatregelen of kortingen wel. Het is overigens ook mogelijk
dat respondenten de uitkering op het moment van ondervragen niet meer ontvangen maar
wel de afgelopen 12 maanden een uitkering gehad hebben.
Uitvoering en respons
De TNS-Nipo access pool bevatte te weinig respondenten met een ABW/WWB uitkering.
Een deel van de enquêtes is daarom afgenomen via een pool van het marktonderzoekbureau
GfK PanelServices Benelux bv dat de enquêtes voor het parallel lopende onderzoek naar naleving
en overtreding van de regels van de volksverzekeringen heeft verzorgd.
Appendix 2 bevat een verantwoording van de opzet en uitvoering van het veldwerk ten behoeve
van het onderzoek.
Representativiteit en weging
De uitkomsten van het onderzoek zijn gewogen met cijfers van het CBS. Ook bij de analyse
van de verbanden tussen variabelen met logistische regressiemodellen en met het programma
Answer Tree is gewerkt met gewogen cijfers.
6.3. Toelichting en leeswijzer analyse van achtergronden van overtreding
en naleving
Ten behoeve van het onderzoek zijn de verbanden tussen overtreding van de uitkeringsregels
en andere variabelen geanalyseerd. De belangrijkste resultaten van de analyses zijn opgenomen
in de voorgaande hoofdstukken 4 en 5. Meer details zijn te vinden in de bijlagen 1, 2 en
3 over respectievelijk de WAO, de WW en de ABW/WWB.
Voor zowel de analyses met logistische regressiemodellen als die met het programma Answer
Tree (een SPSS-module) zijn de steekproeven van twee enquêtes, 2002 en 2004, samengenomen.
De verschillen in percentages overtreding tussen beide enquêtes zijn niet groot. Er
zijn daarom relaties onderzocht tussen enerzijds de onafhankelijke variabelen en anderzijds
de gemiddelde percentages overtreding over de twee laatste enquêtes.
We hebben alleen gekeken naar verbanden die significant zijn op 5% niveau, omdat de
steekproef van twee metingen tezamen hier voldoende groot voor is. Soms zijn er significante
verbanden gevonden met een kenmerk van een zeer kleine groep. Verbanden die zijn gebaseerd
op een groep die in de steekproef door minder dan ca. 5% respondenten is vertegenwoordigd,
vermelden wij niet. Bij deze kleine aantallen is het moeilijker om het toeval uit te
sluiten.
35

Om de achtergronden van naleving en overtreding van de regels van de sociale zekerheid te
onderzoeken maken we gebruik van de meningen van de respondenten over handhaving,
overtreding en straf die (onder meer) met de T11 worden bevraagd en van een aantal algemene
kenmerken van respondenten. Het betreft demografische kenmerken, zoals geslacht en
leeftijd, kenmerken van het huishouden, bijvoorbeeld het aantal personen in het huishouden,
de relatie tot degenen waarmee men samenwoont (partner/ echtgenoot, kinderen, ouders,
broers, zussen, anderen), kenmerken van het inkomen en de inkomensverwerving, de uitkeringssituatie
zoals de uitkeringsduur, kenmerken van de arbeidsmarktpositie zoals niveau en
aard van de opleiding die men heeft genoten, het functieniveau waarop men heeft gewerkt,
het soort dienstverband van de baan voorafgaande aan de uitkering, etc. Het zijn allemaal
‘objectieve’ kenmerken die in principe bij de uitkeringsinstanties bekend kunnen zijn.
Met het programma Answer Tree is het mogelijk de samenhang van overtreding met meerdere
variabelen tegelijk te onderzoeken. Dit gebeurt als volgt. De totale groep uitkeringsgerechtigden
heeft een bepaald overtredingspercentage. Een speciaal statistisch programma
zoekt naar een opsplitsing van deze totale groep in twee of meer deelgroepen. Deze deelgroepen
worden zodanig geconstrueerd dat het verschil tussen hun overtredingspercentages
zo groot mogelijk is 8 . Het programma Answer Tree presenteert zijn resultaten in de vorm
van boomdiagrammen. Bij elke vertakking wordt een groep opgesplitst in (meestal twee)
deelgroepen, indien deze deelgroepen significant van elkaar verschillen. Wij merken op dat
dit niet betekent dat deelgroepen die afkomstig zijn van verschillende vertakkingen ook altijd
significant van elkaar verschillen.
Op deze manier zijn overtrederprofielen te maken: combinaties van kenmerken van groepen
die veel overtreden. Er zijn profielen gemaakt met T11-variabelen en achtergrondkenmerken
afzonderlijk. Met de T11-variabelen zijn psychologische profielen te maken die een beeld
geven van de motieven bij overtreding. Bij de analyse van achtergrondkenmerken beperken
wij ons tot objectieve kenmerken die bij de uitkeringsinstantie bekend (kunnen) zijn. Met
deze kenmerken zijn meer sociaal-economische profielen te maken van de groepen die eerder
geneigd zijn om na te leven of te overtreden.
Met logistische regressiemodellen kunnen met een speciaal programma relaties tussen overtreding
en één andere variabele worden onderzocht. We noemen deze relaties in de navolgende
paragrafen daarom ‘univariaat’.
De analyses met beide technieken verschillen in de volgende opzichten:
Bepaalde variabelen, bijvoorbeeld kenmerken van handhaving die niet tot de T11variabelen
behoren en variabelen die voor het eerst in 2004 in het onderzoek zijn opgenomen,
zijn niet in de analyses met Answer Tree meegenomen, respectievelijk om de
T11-analyse ‘zuiver’ te houden en vanwege het betrekkelijk kleine aantal respondenten;
Answer Tree analyseert relaties binnen bepaalde deelgroepen en niet alleen in de gehele
populatie;
Sommige univariate relaties zijn blijkbaar al opgenomen in de multivariate relaties die
Answer Tree oplevert. Het kan dan toch interessant zijn om die relaties apart te vermelden.
8 De analyses zijn uitgevoerd met een door ons voor Randomized response gemaakte aanpassing van het SPSS
programma Answer Tree.
36

Het doel van de analyse is het opsporen van verbanden die het mogelijk maken de opsporing
van overtreding en de handhaving van de regels te verbeteren. De presentatie heeft het karakter
van een opsomming van (mogelijk) relevante verbanden. We geven met onze analyse van
de achtergronden geen verklaring van het verschijnsel naleving of overtreding van de regels
van de sociale zekerheid.
Het ontbreken van een verklarend perspectief maakt het overigens ook moeilijk om relevante
van minder relevante verbanden te onderscheiden of om de verschillende verbanden met
elkaar te verbinden tot een lopend verhaal.
37

7. TOT BESLUIT
In de bijlagen bij dit rapport wordt uitgebreid ingegaan op de afzonderlijke wetten en worden
deel onderwerpen nader (voornamelijk technisch) belicht in toegevoegde appendices.
Hieronder staat een overzicht van het bijlagenboek “Handhaving en overtreding in de WAO,
WW en ABW/WWB”.
Inhoud Bijlagenboek
“Handhaving en overtreding in de WAO, WW en ABW/WWB”
Gedetailleerde uitkomsten per wet PAGINA
Bijlage 1: De geschatte omvang en de achtergronden 1
van regelovertreding in de WAO
Bijlage 2: De geschatte omvang en de achtergronden 30
van regelovertreding in de WW
Bijlage 3: De geschatte omvang en de achtergronden 64
van regelovertreding in de ABW/WWB
Technische toelichtingen
Appendix 1: Puntschattingen en 95%- betrouwbaarheidsintervallen 99
overtreding WAO, WW en ABW/ WWB 2004
Appendix 2: Steekproef en uitvoering van het veldwerk 101
Appendix 3: Lineaire trend 104
Appendix 4: Nalevingsmonitor 2002-2004 106
Appendix 5: Het gehanteerde model voor de schatting 109
van de kans op regelovertreding
Appendix 6: De T11 in een staafdiagram 119
38

Bijlage 1:
Omvang en achtergronden van regelovertreding in de WAO
In dit hoofdstuk behandelen we de WAO. We rekenen ook mensen met een WAZ- en Wajonguitkering
tot de WAO-ers. Na een bespreking van de vragen over naleving en overtreding (paragraaf
1) presenteren we de met behulp van de Randomized response methode geschatte omvang van regelovertreding
(paragraaf 2). Daarna kijken we naar het risicoprofiel dat is gebaseerd op de antwoorden op
de Tafel van Elf vragen (paragraaf 3) en bezien we de kennis van WAO-ers over het boetedeel van de
Wet Boeten, maatregelen en terug- en invordering sociale zekerheid (Wet BMTi; paragraaf 4). Tenslotte
gaan we na welke verbanden er zijn tussen regelovertreding enerzijds, en de dimensies van de
Tafel van Elf, de kennis van de Wet BMTi en enkele achtergrondkenmerken van WAO-ers anderzijds
(paragraaf 5).
1 Vraagstelling
Degene die een WAO-uitkering ontvangt, dient zich aan een aantal regels en verplichtingen te houden.
Een algemene regel voor het ontvangen van een uitkering is dat een verzekerde zelf gevraagd of ongevraagd
zaken behoort door te geven, waarvan men kan veronderstellen dat ze invloed hebben op het
recht op en de hoogte van de uitkering. Het gaat daarbij met name om het opgeven van inkomsten (uit
arbeid) aan de uitkeringsinstantie en het correct rapporteren van de gezondheidstoestand en veranderingen
daarvan. Het ernstiger voorstellen van een ziekte of kwaal (simuleren) of het verzwijgen
van verbeteringen in de gezondheid van verzekerde kan immers leiden tot het ontvangen van een te
hoge uitkering.
Overtreding van de regels met betrekking tot het opgeven van inkomsten uit arbeid onderscheiden we
in twee vormen:
het niet opgeven aan de uitkeringsinstantie van geldelijke vergoedingen uit kleine klusjes voor of
via familie, vrienden en bekenden;
het niet opgeven aan de uitkeringsinstantie van inkomsten uit zwart werk, dat wil zeggen betaalde
arbeid in het informele circuit waarover géén belasting en premies worden afgedragen (de zogenaamde
zwart-werkfraude).
Bij de rapportage over de enquête van 2002 is al opgemerkt dat de zogenaamde ‘witte fraude’, een
verdwijnend verschijnsel was. Witte fraude is bij de vraagstelling in 2000 en 2002 beperkt tot het hebben
van een baan of uitzendwerk naast de uitkering, zonder dat de uitkeringsinstantie er van op de
hoogte is gebracht. De term “witte fraude” duidt niet zozeer op het gedrag van degene die overtreedt,
maar op de wijze waarop overtredingen van de inlichtingenplicht (opgave van inkomsten) door de
uitvoeringsinstanties wordt geconstateerd (door bestandsvergelijking, bijvoorbeeld met de Belastingdienst).
Over het niet opgeven van inkomsten uit reguliere arbeid, dat wil zeggen arbeid waarover
belasting en premies worden afgedragen is om deze reden in 2004 geen vraag meer gesteld.
1

De twee vormen van overtreding van de regels met betrekking tot het rapporteren van inkomsten uit
arbeid worden bestreken met de volgende vragen:
Doet u de laatste tijd, bijvoorbeeld het afgelopen jaar, wel eens voor of via vrienden en bekenden
kleinere klusjes of wat werk voor een kleinere of grotere vergoeding, zonder dat aan de uitkeringsinstantie
door te geven? (Het gaat om een geldelijke vergoeding.)
Heeft u in de afgelopen 12 maanden wel eens zwart werk gedaan naast uw WAO-uitkering?
Over het rapporteren van de gezondheidstoestand zijn ook meerdere vragen gesteld. Gezondheid en de
ontwikkeling ervan zijn vaak moeilijk te objectiveren. Het overtreden van de regels moet daarom zo
veel mogelijk blijken uit concrete handelingen of situaties. Daarom is gewerkt met de volgende vragen
over het rapporteren van de gezondheidstoestand aan de uitkeringsinstantie:
Heeft de arts of specialist u wel eens verteld dat de klachten die de oorzaak zijn van uw arbeidsongeschiktheid,
zijn afgenomen, zonder dat u dat aan de uitkeringsinstantie heeft doorgegeven?
Heeft u zich bij een controle door de uitkeringsinstantie wel eens zieker voorgedaan en minder in
staat tot werken dan u werkelijk bent?
Heeft u zelf wel eens een herstel van de klachten die de oorzaak zijn van de arbeidsongeschiktheid
bemerkt, bijvoorbeeld in uw huidige baan, bij vrijwilligerswerk of klusjes in huis, zonder dat u dat
aan de uitkeringsinstantie heeft doorgegeven?
Voelt u zich wel eens langere tijd duidelijk sterker en gezonder en in staat om meer uren te werken
zonder dat u dat aan de uitkeringsinstantie doorgeeft?
De vragen verbijzonderen drie mogelijke situaties waarin een andere persoon of instantie (behandelend
arts, specialist, controlerend geneesheer) of activiteiten (werk, klusjes in huis) de gezondheidstoestand
helpen ‘objectiveren’. De vierde vraag heeft uitsluitend betrekking op de subjectieve beleving
van de gezondheid door de WAO-er zelf.
Het contact met de uitkeringsinstantie en de frequentie van heronderzoek verschilt per arbeidsongeschikte.
Het is daarom beter om bij de vragen naar de gezondheidstoestand geen termijn op te nemen
waarop de respondent wordt gevraagd terug te kijken.
De algemene vraag naar regelovertreding is komen te vervallen. Bij eerdere enquêtes bleek het antwoord
weinig te zeggen over regelovertreding in het algemeen.
De vragen naar het bestraft zijn met een boete of korting zijn in 2004 samengevoegd tot één enkele
vraag vanuit de gedachte dat uitkeringsgerechtigden de vorm en daarmee de exacte naam van een
sanctie vaak niet onderkennen of moeilijk onthouden. Dat komt o.a. doordat zowel een opgelegde
boete als een korting verrekend worden met een lopende uitkering.
De vraag luidt:
Heeft u in de afgelopen 12 maanden wel eens een boete of korting opgelegd gekregen door de uitkeringsinstantie?
2

2 De geschatte omvang van regelovertreding in de WAO
In onderstaande tabel staan de geschatte proporties van WAO-ers die de verschillende regels met betrekking
tot de uitkering overtreden. Ter vergelijking zijn ook de resultaten van de eerdere twee enquêtes
uit 2000 en 2002 opgenomen.
Tabel 1 Geschatte omvang van regelovertreding en sancties, WAO, 2000, 2002 en 2004
Regels met betrekking tot inkomsten uit arbeid (afgelopen jaar/ 12 maanden wel
eens):
Kleinere klusjes gedaan voor geldelijke vergoeding voor of via bekenden zonder
dat door te geven aan uitkeringsinstantie
3
2000 2002 2004
% % %
26 21 18 * 1,3
Baan of uitzendwerk gehad naast de uitkering zonder door te geven 14 3 - * 1
Zwart werk gedaan naast de uitkering 15 11 6 * 2,3
Regels met betrekking tot gezondheidssituatie (wel eens):
Constatering van geneesheer dat arbeidsongeschiktheid klachten zijn afgenomen
en dit niet doorgegeven
10 5 6 * 1
Zieker voorgedaan tijdens controle door uitkeringsinstantie 12 5 7 * 1
Zelf herstel van arbeidsongeschiktheidsklachten bemerkt bij (vrijwilligers)werk
of klusjes in huis zonder dit door te geven aan uitkeringsinstantie
Langere tijd duidelijk sterker en gezonder voelen en in staat meer te werken
zonder dit door te geven
16 10 14 * 1
26 17 12 * 1
Sancties (afgelopen 12 maanden wel eens):
Boete of korting gehad 7
N.B.: De percentages in de tabel zijn niet optelbaar tot een algemene maat voor overtreding. Die algemene maat is alleen te
verkrijgen met aparte analyses (hierover wordt in appendix 4 gerapporteerd).
* = significant verschil op 5%-niveau
1 = verschil 2000 – 2002; 2 = verschil 2002 – 2004; 3 = verschil 2000 – 2004. De verschillen tussen de jaren 2002 en
2000 zijn mogelijk (deels) te verklaren door een verandering in Randomized response methode.
De overtredingen die het meest worden begaan in de WAO (meer dan 10% overtreders) zijn in 2004
(in volgorde van Tabel 1):
wel eens kleinere klusjes gedaan voor geldelijke vergoeding voor of via bekenden zonder dat door
te geven aan de uitkeringsinstantie (18%);
zelf herstel van arbeidsongeschiktheidsklachten bemerken bij (vrijwilligers)werk of klusjes in huis
zonder dit door te geven aan uitkeringsinstantie (14%);
zich langere tijd duidelijk sterker en gezonder voelen en in staat om meer te werken zonder dit door
te geven (12%).
Verder heeft 6% van de WAO-ers in het afgelopen jaar wel eens zwart gewerkt.
Eén overtreding verschilt significant in vergelijking met 2002. Het zwart werken is gedaald van 11%
tot 6%.

Voorts zijn er ten opzichte van het jaar 2000 nog de volgende (significante) verschillen:
het percentage zwart werk is voor 2004 ook lager dan in 2000; in 2000 was het percentage zwart
werkers 15%; in 2004 is dat gedaald tot 6%;
in 2004 worden ook minder klusjes gedaan dan in 2000, 18% versus 26%;
het percentage WAO-ers dat verzuimt door te geven dat zij zich langere tijd duidelijk sterker en
gezonder voelen en in staat om meer te werken is tussen 2000 en 2004 gedaald van 26% tot 12%. 1
Het verzuim om een zelf bemerkt herstel van de arbeidscapaciteit door te geven is met 14% in 2004 de
meest voorkomende van alle overtredingen van de regels met betrekking tot het rapporteren van de gezondheidstoestand.
Daarna volgt het zich langere tijd gezonder en meer in staat voelen om te werken,
zonder dat door te geven, met 12% van de WAO-ers die zeggen dat wel eens te hebben nagelaten. Het
op niet doorgeven van een (mogelijk) herstel van de arbeidscapaciteit komt dus nog steeds meer voor
dan onvoldoende medewerking bij een meer officiële bemoeienis van een behandelend geneesheer of
controlearts.
Overigens hoeft het niet correct of niet volledig rapporteren van de gezondheid nog niet een hogere
uitkering tot gevolg te hebben, dan waar betrokkene recht op heeft. Het verband tussen de gezondheidstoestand
en uitkeringshoogte is niet rechtevenredig.
Bij de cijfers over de omvang van de overtreding van de regels met betrekking tot het rapporteren van
de gezondheidstoestand dient men rekening te houden met het volgende. Een deel van de WAO-ers
komt niet in de gelegenheid om de regels te overtreden, om de eenvoudige reden dat er zich geen verbetering
van de gezondheidstoestand voordoet of geen positieve diagnose wordt gesteld.
3 Het Tafel van Elf-risicoprofiel voor de WAO
De T11-variabelen geven wij weer in een zogenaamd ‘risicoprofiel’ dat in één oogopslag duidelijk kan
maken of een regeling vanuit een oogpunt van handhaving van de regels ‘veilig’ is te noemen, dat wil
zeggen dat de opvattingen van de doelgroep over het algemeen bijdragen aan naleving van de regels,
of wel ‘kwetsbaar’, dat wil zeggen dat deze opvattingen eerder zullen samengaan met overtreding dan
met naleving van de regels. Het risicoprofiel is verdeeld in drie delen. Het bovenste deel is het ‘veilige’
gebied. De verwachting is dat de T11-variabelen die in dat gebied liggen eerder bijdragen tot meer
naleving van de regels. Het onderste gedeelte is het ‘kwetsbare’ gebied. Er wordt verondersteld dat de
T11-variabelen in dat gebied eerder samengaan met overtreding. Het middengebied is neutraal en een
ligging in dat gebied geeft op zichzelf niet aan of er eerder sprake zal zijn van naleving of overtreding
van de regels.
Figuur 1 geeft de T11-risicoprofielen voor de WAO aan de hand van de gemiddelde scores op de T11vragen,
voor de eerste enquête (2000), de tweede (2002) en de onderhavige enquête (2004).
De WAO kent in 2004 volgens de T11-systematiek één ‘kwetsbare’ dimensie, te weten de als laag
ingeschatte kans dat een overtreding wordt ontdekt (detectiekans, T8, zie figuur 1). De als betrekkelijk
laag ingeschatte kans op een fysieke controle bereikt niet langer het ‘kwetsbare’ gebied, maar behoort
nu nèt tot het middengebied.
1
Vanwege de verandering van Randomized response methode die tussen 2000 en 2002 heeft plaats gevonden zijn de uitspraken
over verschillen tussen deze twee jaren met minder stelligheid te maken.
4

In 2004 zijn de ‘veilige’ dimensies:
de kennis van de regels (T1a);
de beperkte kosten van het naleven van de regels (T2a);
de acceptatie (T3) van de regels;
de verwachting dat het vaststellen van een overtreding gevolgd wordt door een sanctie (T10);
de verwachting dat die sanctie voldoende ernstig zal zijn om betrokkene in moeilijkheden te brengen
(T11).
De overige dimensies behoren tot het middengebied. Het zijn:
de duidelijkheid van de regels (T1b);
de verwachte baten van overtreding (T2b);
de trouw aan de wet (T4);
de informele sanctie of afkeuring door de omgeving (T5);
de informele meldingskans of de kans om bij overtreding te worden verklikt (T6);
de kans op administratieve controle (T7a);
of fysieke controle (T7b), bijvoorbeeld controles bij mensen thuis of op het werk;
de verwachte selectiviteit of trefzekerheid van controle (selectiviteit controle, T9).
In vergelijking met het jaar 2000 was in 2002 het risicoprofiel voor de WAO voor ruim de helft van
het aantal dimensies iets verschoven in de richting van het middengebied en daardoor minder ‘veilig’
geworden. Er waren (significante) verschuivingen in de richting van het ‘kwetsbare’ gebied voor acht
items behorend tot zes van de elf dimensies. Die verschuiving in negatieve richting lijkt in 2004 te zijn
gestopt. Drie dimensies zijn sinds 2002 ‘veiliger’ geworden en er zijn geen dimensies verder in de
richting ‘kwetsbaar’ verschoven. De veiliger dimensies zijn dimensies van handhaving, te weten:
de kans op een fysieke controle (T7b);
de kans dat een overtreding wordt ontdekt (T8);
de kans op een sanctie (T10).
De WAO-ers schatten al deze kansen in 2004 iets hoger in.
Per saldo zijn nu nog vier dimensies significant minder ‘veilig’ dan in 2000. Het betreft de dimensies:
duidelijkheid van de regels (T1b);
de kosten van naleven (T2a);
de baten van overtreden (T2b);
de inschatting van de informele meldingskans (T6).
Alle geconstateerde verschuivingen zijn klein, dat wil zeggen dat ze maximaal enige tienden van punten
bedragen op de vijfpuntsschaal. Dat neemt niet weg dat de veranderingen wel significant zijn (op
5%-niveau).
5

T1a: kennis regels
Figuur 1 T11-risicoprofiel WAO 2000, 2002 en 2004 (gebaseerd op gemiddelde scores op
T11-vragen)
T1b: duidelijkheid regels
T2a: kosten naleven
T2b: baten overtreden
T3: accceptatie van de regels
middengebied
T4: wetgetrouwheid
T5: informele sanctie
veilig
T6: informele meldingskans
kwetsbaar
T7b: kans op fysieke controle
T7a: kans op administratieve controle
6
T8: detectiekans
2000
2002
2004
T9: selectiviteit controle
T10: sanctiekans
T11: sanctie-ernst

4 Ervaring met en kennis van de Wet BMTi onder WAO-ers
Kennis van de mogelijke sancties kan van belang zijn voor naleving en overtreding van de regels. Aan
de respondenten werd een aantal vragen voorgelegd om hun ervaringen met de boete en korting krachtens
de Wet Boeten, maatregelen, terug- en invordering sociale zekerheid (Wet BMTi) en hun kennis
over het boetedeel van deze wet te toetsen. Naar kennis over het maatregelenbeleid is niet gevraagd,
omdat deze kennis niet met een paar vragen te toetsen is.
Uit het onderzoek blijkt dat 7% van de WAO-ers in de afgelopen 12 maanden wel eens een boete of
een korting heeft gekregen. 2
De kennis van het boetedeel van de Wet BMTi onder WAO-ers is als volgt te beoordelen (zie Tabel
2). 3
Tabel 2 Kennis van de Wet BMTi bij onjuiste of onvolledige inlichtingen, WAO, 2002 (n = 1760)
en 2004 (n = 830)
7
2002 2004
Kennis sancties Wet BMTi bij overtreding inlichtingenplicht: Onderschatting 20% 20%
Redelijke kennis 23% 27%
Correct antwoord 18% 17%
Overschatting 9% 7%
Weet niet 31% 29%
Totaal: 100% 100%
2
De twee afzonderlijke vragen die in 2000 en 2002 werden gesteld naar het beboet of gekort zijn, zijn in 2004 vervangen
door één vraag naar het beboet en/ of gekort zijn. De uitkomsten van 2004 zijn daarom niet te vergelijken met die van eerdere
jaren.
3
In afwijking van de normen gebruikt in 2002 zijn in dit rapport ook de antwoorden ‘hangt helemaal af van het ten onrechte
ontvangen bedrag’ en ‘andere’ gekwalificeerd als het ontbreken van kennis oftewel ‘weet niet’. Dit resulteert in de volgende
normen:
correct antwoord: ‘Terugbetalen plus een boete’;
redelijke kennis: ‘terugbetalen plus een waarschuwing’, of ‘terugbetalen plus een korting op de uitkering’;
onderschatting: ‘geen straf, maar een waarschuwing’ of ‘terugbetalen van het ten onrechte ontvangen bedrag’;
overschatting: ‘terugbetalen plus stopzetten van de uitkering’ en ‘terugbetalen plus gevangenisstraf’;
geen kennis (‘weet niet’): ‘hangt helemaal af van het ten onrechte ontvangen bedrag\ de ernst van de overtreding’, ‘andere’
en ‘weet niet’.

Er zijn tussen 2002 en 2004 vrijwel geen veranderingen opgetreden in de kennis van WAO-ers van het
sanctiebeleid van de Wet BMTi. Bijna 30% geeft een antwoord waaruit blijkt dat men geen duidelijk
idee heeft van het sanctiebeleid van de wet. 17% van de WAO-ers is goed geïnformeerd en geeft een
correct antwoord (terugbetalen van het ten onrechte ontvangen bedrag plus een boete), terwijl éénvijfde
deel de ernst van de sanctie onderschat. Ruim een kwart (27%) beschikt over redelijke kennis van
de sancties. Maar een klein deel van de uitkeringsgerechtigden overschat de sancties duidelijk (8%).
Aan degenen die het goede antwoord gaven op de vraag naar de sanctie, is ook gevraagd hoe hoog zij
denken dat de boete zal zijn. Tabel 3 geeft de uitkomsten weer. Het juiste antwoord is 10% van het ten
onrechte ontvangen bedrag. Bijna een kwart van de degenen die terecht het antwoord ‘terugbetalen
plus een boete’ heeft gekozen, beantwoordt ook deze vraag juist. Dat betekent dat 4% van de WAOers
volledig op de hoogte is van de sanctie voor overtreding van de inlichtingenplicht (24% van 17%).
Tabel 3 Schatting hoogte boete voor onjuiste of onvolledige inlichtingen, WAO 2002 (n = 315)
en 2004 (n = 143)
Geschatte hoogte boete in % van het ten onrechte uitgekeerde
bedrag
8
1 onderschatting (boete = 5%)
2002 2004
16% 19%
2 antwoord juist (boete = 10%) 26% 24%
3 overschatting (boete >10%) 32% 36%
4 weet niet 25% 22%
Totaal 100% 100%
Er is ditmaal geen vraag meer gesteld over veranderingen in het sanctiebeleid inzake sociale zekerheid
die respondenten mogelijk hebben waargenomen. De reden is dat deze wijzigingen al enige jaren geleden
hebben plaatsgevonden.
5 Achtergronden van overtredingen (univariaat)
In deze paragraaf gaan we na welke (significante) verbanden er zijn tussen regelovertreding enerzijds,
en de dimensies van de Tafel van Elf, de kennis van de Wet BMTi, kenmerken van de uitkeringssituatie,
zoals de uitkeringsduur, en enkele achtergrondvariabelen als leeftijd of inkomen en opleidingsniveau
anderzijds. De analyses zijn uitgevoerd met logistische regressie. Daarbij zijn de steekproeven
van twee enquêtes, 2002 en 2004, samengenomen. De verschillen in percentages overtreding tussen
beide enquêtes zijn niet groot. Er zijn daarom relaties onderzocht tussen enerzijds de onafhankelijke
variabelen en anderzijds de gemiddelde percentages overtreding over de twee laatste enquêtes.

De afhankelijke variabelen zijn de Randomized response vragen naar de verschillende overtredingen.
Om de achtergronden van deze overtreding te onderzoeken maken we gebruik van de meningen van
de respondenten over handhaving, overtreding en straf die (onder meer) met de T11 worden bevraagd
en van een aantal algemene kenmerken van respondenten. Het betreft demografische kenmerken, zoals
geslacht en leeftijd, kenmerken van het huishouden, bijvoorbeeld het aantal personen in het huishouden,
de relatie tot degenen waarmee men samenwoont (partner/ echtgenoot, kinderen, ouders, broers,
zussen, anderen), kenmerken van het inkomen en de inkomensverwerving, de uitkeringssituatie zoals
de uitkeringsduur, kenmerken van de arbeidsmarktpositie zoals niveau en aard van de opleiding die
men heeft genoten, de maatschappelijke functie die men heeft bekleed, het soort dienstverband van de
baan voorafgaande aan de uitkering, etc. Het zijn allemaal ‘objectieve’ kenmerken die in principe bij
de uitkeringsinstanties bekend kunnen zijn.
Het doel van de analyse is het opsporen van verbanden die het mogelijk maken de opsporing van overtreding
en de handhaving van de regels te verbeteren. De presentatie heeft het karakter van een opsomming
van (mogelijk) relevante verbanden. We geven met onze analyse van de achtergronden geen
verklaring van het verschijnsel naleving of overtreding van de regels van de sociale zekerheid.
Het ontbreken van een verklarend perspectief maakt het moeilijk om relevante van minder relevante
verbanden te onderscheiden en om de verschillende verbanden met elkaar te verbinden tot een lopend
verhaal.
We hebben alleen gekeken naar verbanden die significant zijn op 5% niveau 4 , omdat de steekproef van
twee enquêtes tezamen hier voldoende groot voor is. Bij het hanteren van een lager significantieniveau
van 10% bestaat het gevaar dat veel minder relevante verschillen gerapporteerd dienen te worden.
Soms zijn er significante verbanden gevonden met een kenmerk van een zeer kleine groep. Verbanden
die zijn gebaseerd op een groep die in de steekproef door minder dan ca. 5% respondenten is vertegenwoordigd,
vermelden wij niet. In het geval van afhankelijke variabelen die in beide enquêtes voorkomen
komt dat neer op ca. 100 respondenten. Voor de variabelen die alleen nog in 2004 zijn opgenomen,
bijvoorbeeld de bedrijfstak van de laatste baan of de sector van de genoten opleiding gaat het
om ca. 50 respondenten.
5.1 Leeswijzer tabellen samenhangen met overtredingen
Hieronder volgt een toelichting op de tabellen die samenhangen van diverse variabelen met overtredingen
weergeven en die eveneens zijn te vinden in de hoofdstukken over de verschillende uitkeringsregelingen.
De tabellen geven per overtreding (de ‘afhankelijke’ variabele) de samenhangen met andere variabelen
(de ‘onafhankelijke’ variabelen) weer. We presenteren de samenhangen in de tabellen in twee delen:
een eerste deel voor samenhang tussen de overtreding enerzijds en anderzijds variabelen die twee
waarden kunnen aannemen, zoals ‘ja’ en ‘nee’, respectievelijk ‘kenmerk aanwezig’ of ‘kenmerk
niet aanwezig’ (de zogenaamde ‘tweewaardige’ of ‘dichotome’ onafhankelijke variabelen);
een tweede deel voor samenhang tussen de overtreding enerzijds en anderzijds kwantitatieve variabelen
zoals leeftijd en de T11-variabelen.
4
Significant zijn op 5% niveau betekent dat we met 95% zekerheid kunnen stellen dat de gevonden samenhang niet door
toeval alleen in de steekproef aanwezig is, maar ook geldt voor de gehele populatie waar we uitspraken over doen.
9

De twee delen van de tabel zijn vaak nog verder onderverdeeld voor verschillende soorten variabelen,
onder meer: algemene kenmerken van de uitkeringsgerechtigden, de T11-variabelen en andere meningen
over handhaving.
In het eerste deel van de tabellen vermelden we het percentage overtreders van twee groepen, namelijk
de groep die wel het kenmerk heeft dat met de (tweewaardige) variabele wordt aangeduid (bijvoorbeeld
een partner als medebewoner = ‘ja’) versus de groep die dat kenmerk niet heeft (= ‘nee’, de
groep die met andere mensen samenwoont, bijvoorbeeld ouders, broers of zussen, kinderen). Voor
beide groepen wordt ook het aantal personen in de steekproef (N) vermeld.
De aantallen voor de twee groepen die worden gecontrasteerd, tellen overigens vaak niet op tot het
aantal respondenten in de gehele steekproef, omdat het regelmatig gaat om deelgroepen. Bijvoorbeeld
de groep met een partner als medebewoner wordt alleen vergeleken met de groep die met anderen
samenwoont en niet met alleenstaanden. De aantallen in de tabel tellen daarom in dit voorbeeld op tot
het aantal respondenten dat met iemand samenwoont en omvatten niet de alleenstaanden.
In het tweede deel van de tabellen (voor de kwantitatieve variabelen) laten we ook het verschil zien
tussen twee groepen respondenten, namelijk een groep die bovengemiddeld scoort op de onafhankelijke
variabele (de variabele waar de overtreding mee samenhangt), en een groep die benedengemiddeld
scoort op de onafhankelijke variabele. Als bovengemiddeld en benedengemiddeld scores zijn de volgende
(enigszins willekeurige) waarden genomen op de onafhankelijke variabele: respectievelijk één
standaarddeviatie boven het gemiddelde van de onafhankelijke variabele, en één standaarddeviatie
beneden het gemiddelde van de onafhankelijke variabele. Voor deze twee waarden is het percentage
overtreders berekend, en deze twee percentages zijn vermeld in de tabel. In de laatste kolom van de
tabellen vermelden we het verschil tussen het percentage overtreders bij een standaarddeviatie onder
het gemiddelde en een er boven.
In het tweede deel van de tabellen betekent de hogere score (+ 1 sd) op de onafhankelijke variabele
steeds: méér van het betreffende kenmerk. Dus bijvoorbeeld een langere uitkeringsduur, een hogere
leeftijd, meer duidelijkheid van de regels, meer voordeel van overtreding, hogere kosten van naleven
en een hogere schatting voor de detectiekans.
De geconstateerde verbanden zijn steeds verbanden tussen kenmerken van groepen. Om redenen van
beknoptheid en stijl worden soms formuleringen gekozen die de indruk kunnen wekken dat er (ook)
sprake is van verbanden op individueel niveau. Dat is echter niet het geval. Bijvoorbeeld de formulering
‘mannen doen meer klusjes’, betekent alleen dat mannen gemiddeld genomen vaker wel eens een
klusje hebben gedaan. Het betekent niet dat elke man in een bepaalde periode vaker een klusje doet
dan een vrouw.
5.2 Overtredingen van de regels met betrekking tot het rapporteren van inkomsten
uit arbeid
Het doen van klusjes
Klusjes voor vrienden of bekenden voor een geldelijke vergoeding zonder deze op te geven werden
gemiddeld genomen over de enquêtes van 2002 en 2004 in een periode van twaalf maanden wel eens
door 20% van de WAO-ers gedaan.
10

De vraag naar deze overtreding luidt:
Doet u de laatste tijd, bijvoorbeeld het afgelopen jaar, wel eens voor of via vrienden en bekenden
kleinere klusjes of wat werk voor een kleinere of grotere vergoeding, zonder dat aan de uitkeringsinstantie
door te geven? (Het gaat om een geldelijke vergoeding.)
Uit Tabel 4 blijkt dat mannen vaker klusjes doen dan vrouwen. Verder zijn er twee relaties met de
arbeidsmarktpositie van de WAO-ers:
WAO-ers die een economisch-administratieve opleiding hebben genoten doen vaker een klusje
voor een vergoeding;
WAO-ers die voorafgaand aan de uitkering in de landbouw en visserij, de voedingsector of chemie
hebben gewerkt, doen eveneens vaker een klusje.
Het verwachte voordeel van overtreding (T2b) vertoont ook een duidelijke samenhang met het doen
van klusjes: zij die meer voordeel verwachten, doen in grotere getale klusjes. Preciezer gesteld: van
degenen die het één standaarddeviatie meer dan gemiddeld eens zijn met de stelling dat overtreding
van de uitkeringsregels voor hen voordelig is, doet 16%-punt meer klusjes dan degenen die het één
standaarddeviatie minder dan gemiddeld eens zijn met die stelling.
Ook de andere gevonden verbanden van T11-variabelen hangen op de te verwachten manier samen
met overtreding en naleving, dat wil zeggen dat de volgende kenmerken alle samen gaan met minder
overtreding:
meer acceptatie (T3);
meer trouw aan de wet (T4);
de verwachting van meer sociale controle (meer afkeuring door de omgeving (T5));
een grotere kans op een fysieke controle (T7b);
een grotere kans op ontdekking van een overtreding (detectiekans, T8);
ernstiger sancties (T11).
Tot slot is er nog een samenhang met een kijk op handhaving die we niet tot de T11 rekenen:
als men verwacht dat de controle op zwart werk waterdicht is, zal men minder klusjes voor een
vergoeding doen, zonder dit aan de uitkeringsinstantie door te geven.
11

Tabel 4 ‘Klusjes doen’ (2002 en 2004, n=2132, gemiddelde overtreding 20%): variabelen die ermee
samenhangen
Algemene kenmerken:
Tweewaardige onafhankelijke variabele: Nee N Ja N Verschil
Geslacht: Man 17% 941 24% 1191 7%
Sector genoten opleiding: Economie 21% 527 37% 111 16%
Bedrijfstak laatste baan: Landbouw&visserij, voeding, chemie 21% 616 56% 48 25%
Kwantitatieve onafhankelijke variabele:
Tafel van 11:
– 1sd + 1sd
Voordeel overtreding (T2b) 13% 29% 16%
Acceptatie regels (T3) 26% 16% - 10%
Trouw aan de wet (T4) 27% 16% - 11%
Informele sanctie (T5) 28% 16% - 12%
Kans op een fysieke controle (T7b) 24% 18% - 6%
Detectiekans (T8) 26% 17% - 9%
Ernst van de sanctie (T11)
Andere meningen over handhaving:
25% 18% - 7%
Controle op zwart werk is waterdicht 26% 19% - 7%
N.B.1: het overtredingspercentage vermeld in de titel van de tabel is het gemiddelde percentage overtreding over de metingen
van 2002 en 2004, gewogen naar steekproefomvang.
N.B.2: de cellen onder ‘nee’ en ‘ja’ bij de ‘tweewaardige onafhankelijke variabele’ vermelden steeds het percentage overtreders
zonder, respectievelijk met het betreffende kenmerk. Bijvoorbeeld de groep ‘sector genoten opleiding, economie, nee’
betreft iedereen met een opleiding buiten de sector economie. De cellen onder –1 en +1 sd bij de ‘kwantitatieve onafhankelijke
variabele’ vermelden steeds het percentage overtreders bij – 1 standaarddeviatie, respectievelijk + 1 standaarddeviatie van
het gemiddelde van de onafhankelijke variabele.
Inkomsten uit zwart werk
Zwart werk werd in een periode van twaalf maanden gemiddeld genomen over de enquêtes van 2002
en 2004 door 9% van de WAO-ers aangegeven als een overtreding waaraan zij zich in het afgelopen
jaar wel eens schuldig hebben gemaakt.
De vraag luidt:
Heeft u in de afgelopen 12 maanden wel eens zwart werk gedaan naast uw WAO-uitkering?
12

Zwart werk hangt samen met twee kenmerken van het huishouden van de WAO-er en met twee kenmerken
van de arbeidsmarktpositie (Tabel 5). Zwart werk komt duidelijk meer voor onder:
WAO-ers die samenwonen met ouders, broers of zussen;
dan onder hen die met een partner samenwonen of gehuwd zijn.
zwart werken is gangbaarder onder hen die voor hun arbeidsongeschiktheid als uitzendkracht of
oproepkracht hebben gewerkt of seizoensarbeid hebben verricht;
zwart werken is ook gangbaarder, net als het doen van klusjes, onder hen die een economischadministratieve
opleiding hebben genoten.
Drie T11-variabelen zijn van belang:
de groep die meer voordeel van overtreding verwacht (T2b), werkt voor een groter deel wel eens
zwart;
de groep die de regels meer accepteert (T3), werkt juist minder zwart;
de groep die zich trouwer verklaart aan de wet (T4), werkt ook minder zwart.
Tabel 5 Zwart werk (2002 en 2004, n=2132, gemiddelde overtreding 9%): variabelen die ermee
samenhangen
Tweewaardige onafhankelijke variabele: Nee N Ja N Verschil
Algemene kenmerken:
Medebewoners: Partner 17% 158 8% 1537 - 9%
Ouders, broers, zussen 9% 1625 25% 70 16%
Sector genoten opleiding: Economie 6% 527 25% 111 19%
Soort dienstverband: Losse dienstverbanden
(uitzend-, oproepkracht,
seizoensarbeid)
10% 2011 21% 122 11%
Tafel van 11:
Kwantitatieve onafhankelijke variabele: – 1sd + 1sd Verschil
Voordeel overtreding (T2b) 6% 15% 9%
Acceptatie regels (T3) 14% 7% - 7%
Trouw aan de wet (T4) 13% 8% - 5%
N.B.1: het overtredingspercentage vermeld in de titel van de tabel is het gemiddelde percentage overtreding over de enquêtes
van 2002 en 2004, gewogen naar steekproefomvang.
N.B.2: de cellen onder ‘nee’ en ‘ja’ bij de ‘tweewaardige onafhankelijke variabele’ vermelden steeds het percentage overtreders
zonder, respectievelijk met het betreffende kenmerk. Bijvoorbeeld, de groep ‘soort dienstverband, lossere dienstverbanden,
nee’ bevat degenen die in een vast dienstverband hebben gewerkt, in een proeftijd of met een tijdelijk contract. De cellen
onder –1 en +1 sd bij de ‘kwantitatieve onafhankelijke variabele’ vermelden steeds het percentage overtreders bij – 1 standaarddeviatie,
respectievelijk + 1 standaarddeviatie van het gemiddelde van de onafhankelijke variabele.
13

5.3 Overtredingen van de regels met betrekking tot het rapporteren van de
gezondheidstoestand
Positieve diagnose arts niet doorgeven
Over de twee enquêtes van 2002 en 2004 gemiddeld genomen geeft 5% van de WAO-ers toe wel eens
te hebben verzuimd bij de uitkeringsinstantie melding te maken van een door een medicus vastgestelde
vermindering van de klachten die de oorzaak zijn van hun arbeidsongeschiktheid.
De vraag naar deze overtreding luidt letterlijk:
Heeft de arts of specialist u wel eens verteld dat de klachten die de oorzaak zijn van uw arbeidsongeschiktheid,
zijn afgenomen, zonder dat u dat aan de uitkeringsinstantie heeft doorgegeven?
Tabel 6 laat zien dat het niet doorgeven van een positieve medische diagnose aan de uitkeringsinstantie
samenhangt met twee kenmerken van het huishouden van de uitkeringsgerechtigde en met een
kenmerk van het arbeidsverleden. De overtreding komt meer voor:
onder personen die met hun ouders, broers of zussen wonen;
dan onder degenen die met een partner samenwonen;
verder is de overtreding gewoner binnen de groep die voorafgaande aan de uitkering in het bank- of
verzekeringswezen, de horeca of zakelijke dienstverlening hebben gewerkt.
Er zijn ook twee verbanden met T11-variabelen:
wie de regels duidelijker vindt (T1b), overtreedt minder;
wie meer voordeel verwacht (T2b), overtreedt meer.
14

Tabel 6 Positieve diagnose arts niet doorgeven (2002 en 2004 n=2200, gemiddelde overtreding 5%):
variabelen die ermee samenhangen
Tweewaardige onafhankelijke variabele: Nee N Ja N Verschil
Algemene kenmerken:
Medebewoners: Partner 24% 168 3% 1590 - 21%
Ouders, broers, zussen 4% 1684 33% 74 29%
Bedrijfstak laatste baan: Bank-, verzekeringswezen, horeca,
zakelijke dienstverlening
4% 591 18% 116 14%
Tafel van 11:
Kwantitatieve onafhankelijke variabele: – 1sd + 1sd Verschil
Duidelijkheid regels (T1b) 8% 2% - 6%
Voordeel overtreding (T2b) 3% 8% 5%
N.B.1: het overtredingspercentage vermeld in de titel van de tabel is het gemiddelde percentage overtreding over de enquêtes
van 2002 en 2004, gewogen naar steekproefomvang.
N.B.2: de cellen onder ‘nee’ en ‘ja’ bij de ‘tweewaardige onafhankelijke variabele’ vermelden steeds het percentage overtreders
zonder, respectievelijk met het betreffende kenmerk. De cellen onder –1 en +1 sd bij de ‘kwantitatieve onafhankelijke
variabele’ vermelden steeds het percentage overtreders bij – 1 standaarddeviatie, respectievelijk + 1 standaarddeviatie van het
gemiddelde van de onafhankelijke variabele.
Zich bij controle zieker voordoen
Het zich zieker voor doen bij een controle van de uitkeringsinstantie, komt over de twee enquêtes van
2002 en 2004 gemiddeld genomen bij 6% van de WAO-ers voor.
De vraag naar het zich zieker voordoen bij een controle luidt in het onderzoek:
Heeft u zich bij een controle door de uitkeringsinstantie wel eens zieker voorgedaan en minder in
staat tot werken dan u werkelijk bent?
Bij deze overtreding speelt het arbeidsverleden van betrokkene een duidelijke rol (Tabel 7):
de overtreding komt aanzienlijk vaker voor in de bedrijfstakken landbouw en visserij, de chemie en
de voedingsindustrie;
een groter deel van de hoger opgeleiden blijkt zich wel eens bij een controle zieker voor te doen.
Verder zijn alleen T11-variabelen van belang. Er zijn samenhangen met:
het verwachte voordeel van overtreding (T2b);
de trouw aan de wet (T4);
de afkeuring van overtreding door de omgeving (informele sanctie, T5);
de vrees om bij overtreding door iemand in de omgeving te worden aangegeven (informele meldingskans,
T6);
de vrees voor een administratieve controle (T7a);
de zorg om ontdekt te worden (detectiekans, T8).
15

De verbanden zijn in de te verwachten richting. Meer voordeel gaat gepaard met iets meer overtreding.
Meer trouw aan de wet en een grotere zorg voor afkeuring door de omgeving, of om te worden gecontroleerd,
verklikt of op een andere manier te worden betrapt, gaan daarentegen samen met iets minder
overtreding.
Tabel 7 Bij controle zieker voorgedaan (2002 en 2004, n=2200, gemiddelde overtreding 6%): variabelen
die ermee samenhangen
Tweewaardige onafhankelijke variabele: Nee N Ja N Verschil
Algemene kenmerken:
Bedrijfstak laatste baan: Landbouw&visserij, voeding, chemie 4% 659 38% 48 34%
Kwantitatieve onafhankelijke variabele: – 1sd + 1sd Verschil
Tafel van 11:
Voordeel overtreding (T2b) 2% 8% 6%
Trouw aan de wet (T4) 9% 3% - 6%
Informele sanctie (T5) 8% 3% - 5%
Informele meldingskans (T6) 9% 3% - 6%
Kans op administratieve controle (T7a) 8% 3% - 5%
Detectiekans (T8)
Algemene kenmerken
9% 2% - 7%
Opleiding 3% 8% 5%
N.B.1: het overtredingspercentage vermeld in de titel van de tabel is het gemiddelde percentage overtreding over de enquêtes
van 2002 en 2004, gewogen naar steekproefomvang.
N.B.2: de cellen onder ‘nee’ en ‘ja’ bij de ‘tweewaardige onafhankelijke variabele’ vermelden steeds het percentage overtreders
zonder, respectievelijk met het betreffende kenmerk. De cellen onder –1 en +1 sd bij de ‘kwantitatieve onafhankelijke
variabele’ vermelden steeds het percentage overtreders bij – 1 standaarddeviatie, respectievelijk + 1 standaarddeviatie van het
gemiddelde van de onafhankelijke variabele.
Zelf bij werkzaamheden bemerkt herstel niet doorgeven
Het niet doorgeven van een zelf bij werkzaamheden bemerkt herstel komt iets vaker voor dan de twee
eerder besproken overtredingen van de regels voor het rapporteren van de gezondheidstoestand: 11%
zegt er zich wel eens aan schuldig gemaakt te hebben gemaakt. Dit is het (gewogen) gemiddelde van
de uitkomsten van de enquêtes uit 2002 en 2004.
De vraag aan de respondenten luidde:
Heeft u zelf wel eens een herstel van de klachten die de oorzaak zijn van de arbeidsongeschiktheid
bemerkt, bijvoorbeeld in uw huidige baan, bij vrijwilligerswerk of klusjes in huis, zonder dat u dat
aan de uitkeringsinstantie heeft doorgegeven?
16

Er zijn samenhangen met een demografisch gegeven, met twee kenmerken van het huishouden en met
zes kenmerken van de arbeidsmarktpositie (Tabel 8).
De groep die met een partner samenwoont, laat minder vaak na om een zelf bemerkt herstel door te
geven.
WAO-ers die met ouders, broers en of zussen samenwonen, begaan de overtreding juist weer meer.
Jongeren zijn gemiddeld genomen méér in overtreding.
Hetzelfde geldt voor WAO-ers met minder werkervaring.
Deze laatste drie verbanden wijzen mogelijk op één samenhang: niet zelfstandig wonende jongeren
verzuimen vaker een zelf bemerkt herstel aan de uitkeringsinstantie door te geven.
Er zijn de volgende verbanden met de kenmerken van de arbeidsmarktpositie:
WAO-ers die voor de uitkering een vaste baan hadden, maken zich minder schuldig aan de overtreding;
terwijl zij die voorheen in proeftijd of met een tijdelijk arbeidscontract werkten, dat juist meer
doen.
De bedrijfstak waarin men het laatst heeft gewerkt hangt ook samen met het melden van een tijdens
werkzaamheden bemerkt herstel.
Wie in de sectoren landbouw en visserij, voeding, chemie werkzaam is geweest, heeft vaker verzuimd
een zelf bemerkt herstel door te geven;
ook de groep die in de handel en reparatie, transport of communicatie heeft gewerkt, heeft vaker
verzuimd een zelf bemerkt herstel door te geven;
de groep die in de gezondheidszorg, de welzijnszorg, het onderwijs of bij de overheid heeft gewerkt,
heeft daarentegen de regel in minder grote getale overtreden.
Binnen het domein van de T11-variabelen zijn er de volgende samenhangen:
meer voordeel van overtreding (T2b) gaat samen met meer overtreding;
verder blijkt dat naarmate men de regels duidelijker vindt (T1b);
men de regels meer accepteert (T3);
en men meer rekening houdt met ontdekking van overtreding (detectiekans, T8),
men minder vaak verzuimt een bij zichzelf bemerkt herstel door te geven aan de uitkeringsinstantie.
17

Tabel 8 Zelf bij werkzaamheden bemerkt herstel niet doorgeven (2002 en 2004, n=2200, gemiddelde
overtreding 11%): variabelen die ermee samenhangen
Algemene kenmerken:
Tweewaardige onafhankelijke variabele: Nee N Ja N Verschil
Medebewoners: partner 23% 168 11% 1590 - 12%
ouders/ broers/ zussen 10% 1684 34% 74 24%
Dienstverband laatste baan: vast 22% 302 10% 1899 - 12%
Op proef of tijdelijk contract 10% 2027 24% 174 14%
Bedrijfstak laatste baan: Landbouw&visserij, voeding, chemie 14% 659 30% 48 16%
Handel&reparatie, transport en communicatie 12% 600 30% 107 18%
Gezondheids- en welzijnszorg, onderwijs, overheid 20% 443 13% 264 - 7%
Kwantitatieve onafhankelijke variabele: – 1sd + 1sd Verschil
Tafel van 11:
Duidelijkheid regels (T1b) 14% 9% - 5%
Voordeel overtreding (T2b) 5% 17% 12%
Acceptatie regels (T3) 15% 8% - 7%
Detectiekans (T8)
Algemene kenmerken:
16% 7% - 9%
Aantal jaren gewerkt 15% 8% - 7%
Leeftijd 16% 6% - 10%
N.B.1: het overtredingspercentage vermeld in de titel van de tabel is het gemiddelde percentage overtreding over de enquêtes
van 2002 en 2004, gewogen naar steekproefomvang.
N.B.2: de cellen onder ‘nee’ en ‘ja’ bij de ‘tweewaardige onafhankelijke variabele’ vermelden steeds het percentage overtreders
zonder, respectievelijk met het betreffende kenmerk. De cellen onder –1 en +1 sd bij de ‘kwantitatieve onafhankelijke
variabele’ vermelden steeds het percentage overtreders bij – 1 standaarddeviatie, respectievelijk + 1 standaarddeviatie van het
gemiddelde van de onafhankelijke variabele.
Het zich gezonder voelen zonder te melden
Het zich gezonder voelen zonder daar melding van te maken bij de uitkeringsinstantie, komt van de
vier overtredingen van de regels met betrekking tot het rapporteren van de gezondheid het vaakst voor:
over de enquêtes van 2002 en 2004 gemiddeld genomen heeft 15% van de WAO-ers zich er wel eens
aan schuldig gemaakt.
De vraag aan de respondenten luidde:
Voelt u zich wel eens langere tijd duidelijk sterker en gezonder en in staat om meer uren te werken
zonder dat u dat aan de uitkeringsinstantie doorgeeft?
18

De overtreding hangt samen met een demografische variabele, met drie kenmerken van het inkomen
en met drie kenmerken van de arbeidsmarktpositie (zie Tabel 9):
mannen zijn gemiddeld genomen vaker in overtreding;
wie als laatste in de landbouw en visserij, de voedingsector of de chemie heeft gewerkt, is vaker in
overtreding;
hetzelfde geldt als men merendeels in voltijdse banen heeft gewerkt;
een groter deel van de hoger opgeleiden blijkt zich wel eens gezonder te voelen zonder dit aan de
uitkeringsinstantie door te geven.
Verder is er een aantal verbanden met het inkomen van de uitkeringsgerechtigde:
degenen die naast de uitkering nog inkomen uit arbeid weten te verwerven, hebben zich vaker gezonder
gevoeld, zonder dit te melden aan de bevoegde instanties;
voorgaande geldt ook voor hen die een hoger netto inkomen genieten;
degenen die beter met hun huidig inkomen kunnen rondkomen, begaan deze overtreding voor een
groter deel.
Het gaat waarschijnlijk om een en dezelfde groep die extra inkomen naast de uitkering verwerft en
daar beter van kan rondkomen.
Verder is er een groot aantal samenhangen met kenmerken van handhaving.
Degenen die weinig idee hebben van de te verwachten sanctie voor het geven van onjuiste inlichtingen
aan de uitkeringsinstantie en het daardoor ontvangen van een te hoge uitkering overtreden in
grotere getale.
De overtreding hangt samen met een groot aantal dimensies van de Tafel van Elf, welke alle gepaard
gaan met minder overtreding:
meer duidelijkheid (T1b);
meer acceptatie (T3);
meer trouw aan de wet (T4);
een hogere verwachting van verschillende vormen van controle (zowel formele als informele controle,
T6 en T7a en b);
een hogere detectiekans (T8);
de verwachting van meer selectieve en trefzekere controles (T9);
ernstiger sancties (T11).
Daarnaast geldt dat:
een groter verwacht voordeel (T2b) samengaat met meer overtreding;
de groep die meent dat de controle op zwart werken (nagenoeg) waterdicht is, minder vaak in overtreding
is.
19

Tabel 9 Gezonder voelen en niet doorgegeven (2002 en 2004, n=2200, gemiddelde overtreding
15%): variabelen die ermee samenhangen
Tweewaardige onafhankelijke variabele: Nee N Ja N Verschil
Algemene kenmerken:
Geslacht: Man 11% 981 18% 1220 7%
Inkomsten uit arbeid naast uitkering 13% 1565 23% 533 10%
Bedrijfstak laatste baan: Landbouw&visserij, voeding, chemie 11% 659 28% 48 17%
Omvang banen:
Kennis van sancties:
(merendeels) voltijds 9% 492 17% 1709 8%
Kennis sancties: Geen kennis 14% 1545 21% 549 7%
Kwantitatieve onafhankelijke variabele: – 1sd + 1sd Verschil
Tafel van 11:
Duidelijkheid regels (T1b) 20% 12% - 8%
Voordeel overtreding (T2b) 11% 20% 9%
Acceptatie (T3) 19% 12% - 7%
Trouw aan de wet (T4) 22% 9% - 13%
Informele sanctie (T5) 21% 10% - 11%
Kans op aangeven (T6) 23% 10% - 13%
Kans op administratieve controle (T7a) 19% 12% - 7%
Kans op fysieke controle (T7b) 20% 11% - 9%
Detectiekans (T8) 21% 12% - 9%
Selectiviteit van de controle (T9) 18% 12% - 6%
Ernst van de sanctie (T11)
Andere meningen over handhaving:
18% 12% - 6%
Controle zwart werk waterdicht
Algemene kenmerken:
21% 11% - 10%
Opleiding 13% 18% 5%
Hoogte netto inkomen 11% 19% 8%
Rondkomen met huidig inkomen 13% 19% 6%
N.B.1: het overtredingspercentage vermeld in de titel van de tabel is het gemiddelde percentage overtreding over de enquêtes
van 2002 en 2004, gewogen naar steekproefomvang.
N.B.2: de cellen onder ‘nee’ en ‘ja’ bij de ‘tweewaardige onafhankelijke variabele’ vermelden steeds het percentage overtreders
zonder, respectievelijk met het betreffende kenmerk. De cellen onder –1 en +1 sd bij de ‘kwantitatieve onafhankelijke
variabele’ vermelden steeds het percentage overtreders bij – 1 standaarddeviatie, respectievelijk + 1 standaarddeviatie van het
gemiddelde van de onafhankelijke variabele.
20

Ervaringen met boete of korting
Tabel 10 geeft een overzicht van variabelen die samenhangen met het krijgen van een boete voor overtreding
van de inlichtingenplicht.
In de enquête van 2004 is de volgende vraag opgenomen:
Heeft u in de afgelopen 12 maanden wel eens een boete of korting opgelegd gekregen door de uitkeringsinstantie?
Zeven procent van de WAO-ers heeft in een periode van een jaar wel eens een boete of korting gehad.
Er zijn alleen samenhangen met twee T11-variabelen:
opmerkelijk is dat een groter deel van de WAO-ers die meer dan gemiddeld voordeel verwachten
van overtreding, toch al een keer beboet of gekort zijn;
er is een negatief verband van de vrees om bij overtreding te worden verklikt met het beboet of
gekort zijn: wie zich meer zorgen maakt over verklikkers, is vaker beboet of gekort; het is mogelijk
dat de vrees om bij overtreding te worden verklikt, is aangewakkerd door het krijgen van een boete
of het gekort worden.
Tabel 10 Boete of korting gehad (n= 706, 7%), variabelen die ermee samenhangen
Tafel van 11:
Kwantitatieve onafhankelijke variabele: – 1sd + 1sd Verschil
Voordeel overtreding (T2b) 0% 3% 3%
Informele meldingskans (T6) 2% 13% 11%
N.B.1: het overtredingspercentage vermeld in de titel van de tabel is het gemiddelde percentage overtreding over de enquêtes
van 2002 en 2004, gewogen naar steekproefomvang.
N.B.2: de cellen onder ‘nee’ en ‘ja’ bij de ‘tweewaardige onafhankelijke variabele’ vermelden steeds het percentage overtreders
zonder, respectievelijk met het betreffende kenmerk. De cellen onder –1 en +1 sd bij de ‘kwantitatieve onafhankelijke
variabele’ vermelden steeds het percentage overtreders bij – 1 standaarddeviatie, respectievelijk + 1 standaarddeviatie van het
gemiddelde van de onafhankelijke variabele.
21

6 Overtrederprofielen: samenhangen van overtreding met meerdere
variabelen
6.1 Inleiding
In deze en de volgende paragraaf presenteren we een tweede manier om de samenhang tussen overtreding
van de regels en kenmerken van uitkeringsgerechtigden te analyseren. We analyseren nu de samenhang
van overtreding met meerdere variabelen tegelijk. Dit gebeurt als volgt. De totale groep uitkeringsgerechtigden
heeft een bepaald overtredingspercentage. Een speciaal statistisch programma
zoekt naar een opsplitsing van deze totale groep in twee of meer deelgroepen. Deze deelgroepen worden
zodanig geconstrueerd dat het verschil tussen hun overtredingspercentages zo groot mogelijk is. 5
Het resultaat zijn overtrederprofielen: onderscheidende kenmerken van de belangrijkste groepen overtreders
die eventueel kunnen worden gebruikt om prioriteiten te stellen ten aanzien van handhaving en
opsporing.
Wij doen twee typen analyses. In de eerste worden de deelgroepen gevormd op basis van hun houding
ten aanzien van de handhaving van de regels van de uitkering (T11-variabelen). In de tweede worden
de deelgroepen gevormd op basis van hun achtergrondkenmerken. Bij de eerste analyseren we de invloed
van alle T11-variabelen gezamenlijk op overtreding en bij de tweede de gezamenlijke invloed
van achtergrondkenmerken van de respondenten. We doen dit voor elke overtreding afzonderlijk. De
analyses van de T11-variabelen geven inzicht in het complex van motieven dat met overtreding en
naleving samengaat. Het betreft in feite ‘psychologische profielen’.
Bij de analyse van achtergrondkenmerken beperken wij ons tot kenmerken die bij de uitkeringsinstantie
bekend (kunnen) zijn. Dat betekent dat in tegenstelling tot de T11-variabelen alleen wordt gekeken
naar betrekkelijk objectieve kenmerken en niet naar meningen of houdingen van de uitkeringsgerechtigden.
De analyses van de achtergrondkenmerken geven inzicht in de vraag welke waarneembare
kenmerken samengaan met overtreding of naleving. Het resultaat zijn meer ‘sociaal-economische profielen’
van overtreders en nalevers.
Het programma Answer Tree presenteert zijn resultaten in de vorm van boomdiagrammen. Bij elke
vertakking wordt een groep opgesplitst in (meestal twee) deelgroepen, indien deze deelgroepen significant
van elkaar verschillen. Wij merken op dat dit niet betekent dat deelgroepen die afkomstig zijn
van verschillende vertakkingen ook altijd significant van elkaar verschillen.
De analyses met Answer Tree zijn gewogen uitgevoerd. Opsplitsingen van groepen kleiner dan ca. 150
respondenten of opsplitsingen in deelgroepen kleiner dan ca. 75 respondenten worden niet gerapporteerd.
6 Bij deze kleine aantallen zijn toevallige verbanden namelijk niet goed uit te sluiten, en daarnaast
is de relevantie geringer, omdat het hier om relatief kleine groepen gaat.
In de tabellen worden ook steeds de aantallen respondenten in de deelgroepen vermeld. Door de steekproefaantallen
te delen door de steekproefomvang, geven de steekproefaantallen een benadering van
de grootte van deze groepen in de populatie.
5
De analyses zijn uitgevoerd met een door ons voor Randomized response gemaakte aanpassing van het SPSS programma
Answer Tree. Het overtredingspercentage vermeld in de titel van de tabellen is het gemiddelde percentage overtreding over
de metingen van 2002 en 2004, gewogen naar steekproefomvang.
6
Bij variabelen die maar in één enquête zijn opgenomen zijn deze aantallen respectievelijk 100 en 50.
22

6.2 Overtrederprofielen op basis van T11-variabelen
De T11-variabelen worden weergegeven met schaaltjes bestaande uit vijf waarden 1 tot en met 5. In
tegenstelling tot bij het T11-risicoprofiel hebben de waarden 1 tot en met 5 hier alleen de gebruikelijke
betekenis van ‘minder’ tot en met ‘meer’. Een waarde van ‘5’ betekent zo bijvoorbeeld meer (verwacht)
voordeel van overtreding, hogere kosten van naleven, duidelijker regels, meer (verklaarde)
trouw aan de wet, een hogere inschatting van de detectiekans etc. In de tabellen en in de toelichtende
tekst worden de scores op de T11-variabelen vermeld zoals het programma Answer Tree die opsplitst.
De vermelding 1-2 staat voor de scores ‘1’ en ‘2’; de vermelding 4-5 voor de scores ‘4’ en ‘5’; 3 – 5
voor de scores 3 tot en met 5, etc.
De gevonden samenhangen bestaan uit unieke combinaties van variabelen. Het is niet mogelijk om
voor elke T11-variabele een soort ‘kritisch niveau’ aan te wijzen waarbij naleving overgaat in overtreding.
Dezelfde waarden voor een T11-variabele kunnen bij de ene overtreding samengaan met naleving
en bij de andere met een hoog percentage overtreders. Zo gaat een score van ‘3’ voor de baten
van overtreden in combinatie met andere T11-variabelen samen met een hoog overtredingspercentage
voor het doen van klusjes, maar juist met niet meer dan een gemiddeld percentage voor het zieker
voordoen bij een controle van de uitkeringsinstantie.
Overtreding van de regels met betrekking tot het rapporteren van inkomsten uit arbeid
Klusjes voor een geldelijke vergoeding
Op basis van zes T11-variabelen zijn zes groepen te onderscheiden met een verschillend profiel (Tabel
11).
De groep met de meeste overtreders is de groep die overtreding van de regels met een betrekkelijk
groot voordeel associeert (baten overtreden 3-5), die nog is te onderscheiden in vijf deelgroepen.
Het hoogste percentage overtreders bevat de groep die geen afkeuring van overtreding door de
sociale omgeving verwacht (informele sancties 1-2). Het percentage overtreders is 43%.
Vervolgens zijn er vier deelgroepen die zich (duidelijk) meer zorgen maken over de reactie van hun
omgeving (informele sanctie 3-5), waarvan er drie zeggen over geen tot maximaal enige kennis van de
regels (kennis van de regels 1-4) te beschikken. Deze opvattingen gaan over het algemeen gepaard met
bovengemiddelde percentages overtreding. De kijk op sancties en vooral de zorg om eventuele administratieve
controles maken nog een duidelijk verschil.
De deelgroep die een eventuele sanctie niet ernstig opvat (ernst sanctie 1-3) bevat 35% overtreders.
De groep die grotere problemen verwacht van een eventuele sanctie (ernst sanctie 4-5), maar zich
geen zorgen maakt over de mogelijkheid van een administratieve controle (kans administratieve
controle 1-2) is nog voor meer dan eenderde in overtreding (36%).
De tweede groep die een eventuele sanctie wel serieus neemt en verder wel minstens enigszins
rekening houdt met de kans op een controle (kans administratieve controle 3-5) kent een overtredingspercentage
dat beneden het gemiddelde van de populatie ligt, te weten 15%.
De deelgroep die zegt zeer goed op de hoogte te zijn van de regels (kennis van de regels 5) bevat
relatief weinig overtreders. Vier procent (4%) van deze groep is in overtreding.
De groep die geen voordeel van overtreding verwacht (baten overtreden 1-2), overtreedt duidelijk
minder dan gemiddeld: 13% doet wel eens een klusje zonder dat te melden.
23

Tabel 11 Klusjes voor vrienden of bekenden voor een geldelijke vergoeding (n = 2130 overtreding
20%): samenhang met T11-variabelen
Baten overtreden
Groepen onderscheiden op basis van T11-variabelen % overtreders n
24
Informele sanctie 1-2 43 272
Kennis van de regels
1-4
Ernst
sanctie
4-5
Ernst sanctie 1-3
Kans administratieve controle 1-2
Kans administratieve controle 3-5
35
36
15
200
105
336
Kennis van de regels 5 4 87
Baten overtreden 1-2 13 1131
3-5
Informele sanctie
3-5
Zwart werk
Ten aanzien van het zwart werken naast de uitkering zijn drie groepen te onderscheiden op basis van
de verwachte of ervaren baten van overtreden (Tabel 12).
De verwachting van duidelijk voordeel van overtreding (baten overtreden 4-5) gaat gepaard met
een bovengemiddeld aantal overtreders: 20% van de groep die deze mening deelt heeft in het afgelopen
jaar wel eens zwart gewerkt.
De groep die geen voordeel van overtreding onderkent of er over twijfelt (baten overtreden 2-3),
overtreedt minder. Hiervan werkt 8% wel eens zwart.
Bij het ontbreken van voordeel (baten overtreden 1) ontbreekt ook de overtreding.
Tabel 12 Zwart werk (n = 2130, overtreding 9%): samenhangen met T11-variabelen
Groepen onderscheiden op basis van T11-variabelen % overtreders N
Baten overtreden 4-5 20 483
Baten overtreden 2-3 8 1306
Baten overtreden 1 0 342
Overtreding van de regels met betrekking tot het rapporteren van de gezondheidstoestand
Niet doorgeven positieve medische diagnose
In het geval van het niet doorgeven van een positieve medische diagnose zijn er met vijf variabelen
zes groepen te onderscheiden (Tabel 13).
In de eerste plaats zijn de opvattingen over de duidelijkheid van de regels van de uitkering onderscheidend.
Degenen die de regels (zeer) onduidelijk vinden (duidelijkheid regels 1-2) kennen een percentage
overtreders dat duidelijk boven het gemiddelde van de populatie ligt, te weten 13%.
Voor de WAO-ers die zeggen de regels (betrekkelijk tot zeer) duidelijk te vinden (duidelijkheid regels
3-5) gaan andere visies op handhaving en naleving nog gepaard met aanzienlijk verschillende percentages
overtreders. Van belang is in de eerste plaats de acceptatie van de regels.

Opmerkelijk genoeg begaat de deelgroep die de regels onredelijk vindt (acceptatie regels 1-3) toch
geen overtredingen.
Voor wie de regels als redelijk accepteert (acceptatie regels 4-5), maken de vrees te worden verklikt en
bij constatering van overtreding te worden gestraft duidelijk verschil.
De groep die de klikkans niet (zeer) groot acht (klikkans 1-4), maar er wel duidelijk rekening mee
houdt bij constatering van een overtreding ook daadwerkelijk te worden gestraft (sanctiekans 5),
bevat de meeste overtreders, namelijk 25%.
De groep die de kans op een sanctie afwezig of niet erg groot lijkt (sanctiekans 1-4), maar de kans
om te worden verklikt duidelijk aanwezig acht (klikkans 4) bevat 8% overtreders.
De groep die (bij gelijke kijk op sanctiekans) de kans op verklikken klein(er) acht (klikkans 1 – 3),
bevat slechts 1% overtreders.
Wie de kans om bij overtreding te worden verklikt groot acht (klikkans 5), overtreedt niet.
Tabel 13 Niet doorgeven positieve medische diagnose (n = 2200 overtreding 5%):
Groepen onderscheiden op basis van T11-variabelen % overtreders N
Sanctiekans = 5 25 89
Duidelijkheid
regels 3-5
Acceptatie regels
4-5
Klikkans 1-4
Sanctiekans 1-4
Klikkans = 5
Klikkans 4
Klikkans 1-3
8
1
0
409
624
160
Acceptatie regels 1-3 0 435
Duidelijkheid regels 1-2 13 483
Zich zieker voordoen bij controle uitkeringsinstantie
Voor wat betreft het zich bij een controle van de uitkeringsinstantie zieker voordoen dan men werkelijk
is, zijn op basis van zes T11-variabelen acht deelgroepen te onderscheiden (Tabel 14).
Twee groepen met gemiddeld meer overtreders belijden weinig trouw aan de wet (trouw aan de wet 1-
2):
Het hoogste percentage overtreders (36%) komt voor binnen de groep die daarbij (duidelijk) voordeel
van overtreding onderkent (baten overtreden 4-5).
Bij een beperkter verwacht voordeel (baten overtreden 1-3), valt het percentage overtreders terug
tot het gemiddelde voor de populatie (5%).
25

Meer verklaarde trouw aan de wet (trouw aan de wet 3-5) gaat doorgaans gepaard met duidelijk minder
overtreding, al gaan verschillende meningen op handhaving en naleving nog gepaard met duidelijk
verschillende aantallen overtreders. In de eerste plaats twee groepen die zich weinig zorgen maken om
te worden verklikt (klikkans 1-2). De relatie is hier niet voor de hand liggend.
Wie denkt dat overtreding gevolgd wordt door straf (sanctiekans 3-5) overtreedt duidelijk meer dan
gemiddeld (14%),
terwijl degenen die de kans op een straf klein achten (sanctiekans 1-2) niet in overtreding zijn.
Er zijn nog vier groepen die wel rekening houden met de mogelijkheid te worden verklikt (klikkans 3
– 5).
Wie de sociale controle in het algemeen betrekkelijk groot acht (klikkans 3-5 en informele sanctie
5) overtreedt niet.
Bij een zelfde zorg om te worden verklikt, maar minder zorg om de afkeuring door de omgeving
(informele sanctie 1-4), zijn de kosten en baten overtreden en naleven van belang. Bij kosten van
naleven (kosten naleven 5), blijft de overtreding toch beperkt (1%).
Wanneer de kosten van naleven zeer laag zijn (kosten naleven 1), maar er is wel minstens enig
voordeel van overtreden te onderkennen (baten overtreden 3-5), dan ligt het aandeel overtreders
duidelijk boven het gemiddelde, te weten 19%.
Bij lage kosten van overtreden, maar het (vrijwel) ontbreken van voordeel van overtreding (baten
overtreden 1-2), is er nog altijd sprake van 4% overtreders.
Tabel 14 Zieker voorgedaan bij controle uitkeringsinstantie (n = 2200 overtreding 5%): samenhangen
met T11-variabelen
Trouw aan de wet
3-5
Trouw aan de wet 1-2
Klikkans 3-5
Groepen onderscheiden op basis van T11-variabelen % overtreders N
Klikkans 1-2
26
Baten overtreden 4-5 36 109
Baten overtreden 1-3 5 191
Sanctiekans 3-5 14 288
Sanctiekans 1-2 0 79
Informele sanctie
1-4
Kosten naleven 1
Baten overtreden 3-5
Baten overtreden 1-2
19
4
101
162
Kosten naleven 2-5 1 1069
Informele sanctie 5 0 201
Herstel van klachten doorgeven
Bij het niet doorgeven van een herstel van klachten bemerkt bij werkzaamheden zijn, op basis van het
verwachte of ervaren voordeel van overtreding slechts twee groepen te onderscheiden (Tabel 15).
Van de groep die (duidelijk) voordeel van overtreding onderkent (baten overtreden 4-5), overtreedt
23%.
De groep die geen voordeel verwacht of daarover twijfelt (baten overtreden 1-3), overtreedt iets
minder dan alle WAO-ers, te weten 8%.

Tabel 15 Herstel van klachten niet doorgegeven (n = 2200 overtreding 11%): samenhangen met T11variabelen
Groepen onderscheiden op basis van T11-variabelen % overtreders N
Baten van overtreden 4-5 23 493
Baten van overtreden 1-3 8 1707
Zich langere tijd gezonder voelen zonder door te geven
In het geval van het zich langere tijd gezonder en arbeidsgeschikter voelen zonder dit door te geven,
zijn er op grond van zes T11-variabelen acht groepen te onderscheiden (Tabel 16).
De hoge en de lage percentages overtreding onderscheiden zich in de eerste plaats op grond van de
verklaarde trouw aan de wet.
Betrekkelijk lage percentages overtreding zijn te vinden bij (een behoorlijke tot grote) trouw aan de
wet (trouw aan de wet 4-5), waarbij de mate waarin men er rekening mee houdt om fysiek (bijvoorbeeld
thuis) te worden gecontroleerd of bij overtreding te worden verklikt nog duidelijk verschil uitmaakt:
Van de groep die nauwelijks serieus rekening houdt met de mogelijkheid te worden verklikt (klikkans
1-3), is 14% in overtreding.
Als men daar wel rekening mee houdt (klikkans 4-5) en daarnaast minstens nog wel enigszins rekening
houdt met de mogelijkheid fysiek te worden gecontroleerd (kans fysieke controle 3-5),
overtreedt men niet.
Voor de groep die de kans op fysieke controle gering acht (kans fysieke controle 1-2), is het percentage
overtreders nog altijd 9.
Er zijn vijf groepen met geen of een beperkte trouw aan de wet (trouw aan de wet 1-3) en gemiddeld
genomen een hoger percentage overtreders. Het zijn:
Twee groepen die een duidelijk voordeel van overtreding (baten overtreden 4-5) onderkennen
waarvan de eerste de regels van de uitkering niet of nauwelijks onderschrijft (acceptatie van de regels
1-3): 51% van de groep met deze opvattingen is in overtreding;
De tweede groep accepteert de regels wèl (acceptatie van de regels 4-5), waarbij het percentage
overtreders vermindert tot 20%. Dit is nog altijd meer dan het gemiddelde voor de populatie.
Nog steeds bij dezelfde opvatting over de verschuldigde trouw aan de wet, kan het onderkennen van
weinig tot geen voordeel van overtreding (baten overtreden 1-3) nog altijd samen gaan met aanzienlijke
overtreding. Er zijn nog drie groepen te onderscheiden met deze visie op voordeel van overtreding.
De deelgroep die een eventuele sanctie niet of in elk geval niet zeer ernstig neemt (ernst van de
sanctie 1-4) en de kans om te worden verklikt ook niet bijzonder hoog acht (klikkans 1-2) bevat
34% overtreders.
Bij een gelijke visie op voordeel en ernst van de sancties, maar meer zorg om te worden verklikt
(klikkans 3-5) valt het percentage terug tot 16%, vrijwel gelijk aan het gemiddelde voor alle WAOers.
Het ernstig nemen van een mogelijke sanctie volgend op overtreding is ook van belang. Wie de
sancties zeer serieus neemt (ernst sanctie 5), overtreedt niet.
27

Tabel 16 langere tijd gezonder en arbeidsgeschikter zonder door te geven aan uitkeringsinstantie
(n = 2200 overtreding 15%): samenhangen met T11-variabelen
Trouw aan de
wet 1-3
Groepen onderscheiden op basis van T11-variabelen % overtreders N
Baten overtreden 1-3
Trouw aan de wet 4-5
Baten overtreden 4-5
28
Acceptatie van de regels 1-3 51 140
Acceptatie van de regels 4-5 20 143
Ernst sanctie 1-4
Klikkans 1-2
Klikkans 3-5
34
16
160
600
Ernst sanctie 5 0 106
Klikkans 1-3 14 520
Klikkans 4-5
Kans fysieke controle 1-2
Kans fysieke controle 3-5
9
0
217
313
Boete of korting
Voor het beboet of gekort zijn, zijn op basis van T11-variabelen geen deelgroepen te onderscheiden.
6.3 Overtrederprofielen met achtergrondkenmerken
Bij de analyse van achtergrondkenmerken beperken wij ons tot kenmerken die bij de uitkeringsinstantie
bekend (kunnen) zijn. Dat betekent dat in tegenstelling tot de T11-variabelen alleen wordt gekeken
naar betrekkelijk objectieve kenmerken en niet naar meningen of houdingen van de uitkeringsgerechtigden.
Met deze kenmerken zijn profielen te maken van de groepen die eerder geneigd zijn om na te
leven of te overtreden.
Overtreding van de regels met betrekking tot het rapporteren van inkomsten uit arbeid
Klusjes voor een geldelijke vergoeding
Voor het doen van klusjes voor een vergoeding zonder dat aan de uitkeringsinstantie te melden zijn
met achtergrondkenmerken geen deelgroepen te onderscheiden.
Zwart werk
Voor zwart werk zijn met achtergrondkenmerken geen deelgroepen te onderscheiden.
Overtreding van de regels met betrekking tot het rapporteren van de gezondheidstoestand
Doorgeven positieve medische diagnose
Voor het niet doorgeven van een positieve geneeskundige diagnose van de klachten die tot de arbeidsongeschiktheid
hebben geleid zijn op grond van achtergrondkenmerken geen groepen te onderscheiden.

Zich zieker voordoen bij controle uitkeringsinstantie
Met de variabelen opleiding, leeftijd en uitkeringsduur zijn voor het zich zieker voordoen bij een controle
van de uitkeringsinstantie drie groepen te onderscheiden (Tabel 17).
De overtreding komt het meest voor bij mensen die alleen lagere school hebben afgerond, of juist
een middelbare of een hogere beroepsopleiding of universitair onderwijs en jonger dan 30 jaar zijn.
Deze groep bevat 39% overtreders.
De deelgroep met dezelfde opleiding, maar met een leeftijd boven de 30, bevat 9% overtreders.
De groep die geen opleiding heeft afgerond of lbo, mavo, havo of vwo heeft voltooid overtreedt
niet.
Tabel 17 Zieker voorgedaan bij controle uitkeringsinstantie (n = 2200 overtreding 5%): samenhangen
met achtergrondkenmerken
Deelgroepen % overtreding N
Lo, mbo, hbo, wo
Jonger dan 30
Ouder dan 30
39
9
75
1113
Geen opleiding, lbo, mavo, havo, vwo 0 1012
Herstel van klachten doorgeven
Ten aanzien van het niet doorgeven van een herstel van klachten dat men bij werkzaamheden heeft
bemerkt zijn op basis van leeftijd twee groepen te onderscheiden (Tabel 18). Overtreding komt duidelijk
meer voor onder jongeren (tot 27 jaar) dan onder ouderen.
Tabel 18 Herstel van klachten niet doorgegeven (n = 2200 overtreding 11%): samenhangen met achtergrondkenmerken
Deelgroepen % overtreders N
Jonger dan 27 jaar 49 95
Ouder dan 27 jaar 10 2105
Zich langere tijd gezonder voelen zonder door te geven
Voor het zich langere tijd gezonder voelen en meer in staat om te werken zonder dit door te geven aan
de uitkeringsinstantie zijn op grond van achtergrondkenmerken geen deelgroepen te onderscheiden.
Boete of korting
Voor het beboet of gekort zijn kunnen met achtergrondkenmerken geen deelgroepen worden onderscheiden.
29

Bijlage 2:
Omvang en achtergronden van regelovertreding in de WW
In dit hoofdstuk behandelen we de uitkomsten van het onderzoek onder mensen met een WWuitkering.
We behandelen eerst de vragen die zijn gesteld aan de respondenten (paragraaf 1) en vervolgens
gaan we in op de geschatte omvang van regelovertreding (paragraaf 2). Daarna komt het risicoprofiel
aan de orde dat is gebaseerd op de antwoorden op de Tafel van Elf vragen (paragraaf 3) en
bezien we de kennis van WW-ers over de Wet Boeten, maatregelen en terug- en invordering sociale
zekerheid, afgekort tot Wet BMTi (paragraaf 4). Vervolgens rapporteren we welke verbanden er zijn
tussen regelovertreding enerzijds, en de dimensies van de Tafel van Elf, de kennis van de Wet BMTi
en enkele achtergrondkenmerken van WW-ers anderzijds (paragraaf 5). Tenslotte komen de resultaten
van de analyses van verbanden van meerdere variabelen tegelijk met overtreding aan de orde (paragraaf
6).
1 Vraagstelling
Als men een WW-uitkering ontvangt, dient men zich aan een aantal regels en verplichtingen te houden.
De algemene regel voor het ontvangen van een uitkering is dat een verzekerde zelf gevraagd of
ongevraagd die zaken behoort door te geven aan de uitkeringsinstantie UWV, waarvan men kan veronderstellen
dat ze invloed hebben op het recht op en de hoogte van de uitkering. Naast de algemene
verplichting om inkomsten uit arbeid door te geven aan de uitkeringsinstantie, kent de WW een aantal
medewerkingsverplichtingen. Die beogen te bereiken dat de uitkeringsgerechtigde zich voldoende
inspant om nieuw (passend) werk te vinden en beschikbaar is voor de arbeidsmarkt. Deze verplichtingen
houden bijvoorbeeld in het niet langer op vakantie gaan dan vier weken zonder toestemming van
de uitkeringsinstantie, voldoende solliciteren en het aanvaarden van passend werk.
In de enquête zijn vragen gesteld over beide soorten verplichtingen.
Overtreding van de regels met betrekking tot de inlichtingenplicht en meer in het bijzonder met betrekking
tot het opgeven van inkomsten uit arbeid onderscheiden we in een aantal vormen:
het niet opgeven aan de uitkeringsorganisatie van geldelijke vergoedingen uit kleine klusjes voor of
via familie, vrienden en bekenden;
het niet opgeven aan de uitkeringsorganisatie van inkomsten uit reguliere arbeid, d.w.z. arbeid
waarover belasting en premies worden afgedragen (de zogenaamde wit-werkfraude bevraagd in de
onderzoeken van 2000 en 2002);
het niet opgeven aan de uitkeringsorganisatie van inkomsten uit zwart werk, d.w.z. betaalde arbeid
in het informele circuit waarover géén belasting en premies worden afgedragen (de zogenaamde
zwart-werkfraude).
De overtredingen van de medewerkingsverplichtingen in de WW zijn:
langer dan 4 weken op vakantie gaan zonder dit door te geven aan de uitkeringsinstantie;
passend werk afwijzen of zorgen dat men niet aangenomen wordt;
langere tijd bewust niet of weinig solliciteren;
het volgen van een dagopleiding zonder de uitkeringsinstantie op de hoogte te stellen;
onbetaald vrijwilligerswerk doen zonder de uitkeringsinstantie op de hoogte te stellen.
30

De vragen over het geven van inlichtingen over inkomsten uit arbeid zijn:
Doet u de laatste tijd, bijvoorbeeld het afgelopen jaar, wel eens voor of via vrienden en bekenden
kleinere klusjes of wat werk voor een kleinere of grotere vergoeding, zonder dat aan de uitkeringsinstantie
door te geven? (Het gaat om een geldelijke vergoeding.)
Heeft u in de afgelopen 12 maanden wel eens zwart werk gedaan naast uw WW-uitkering?
De vragen over overtreding van de medewerkingsverplichtingen van de WW luiden als volgt:
Bent u in de afgelopen 12 maanden wel eens langer dan 4 weken op vakantie geweest zonder dit
door te geven aan de uitkeringsinstantie?
Heeft u in de afgelopen 12 maanden wel eens 'passend' werk (een baan) afgewezen, of heeft u er
wel eens bewust voor gezorgd dat u niet werd aangenomen, terwijl u wel kans zou hebben gemaakt
om de baan te krijgen?
Heeft u in de afgelopen 12 maanden wel eens langere tijd bewust weinig gesolliciteerd?
Heeft u in de afgelopen 12 maanden een dagopleiding gevolgd zonder dat aan de uitkeringsinstantie
door te geven?
Heeft u in de afgelopen 12 maanden wel eens onbetaald vrijwilligerswerk of ander onbetaald werk
gedaan zonder de uitkeringsinstantie daarvan in kennis te stellen?
Bij de rapportage over de enquête van 2002 is al opgemerkt dat de zogenaamde ‘witte fraude’, een
verdwijnend verschijnsel was. Witte fraude is bij de vraagstelling in 2000 en 2002 beperkt tot het hebben
van een baan of uitzendwerk naast de uitkering, zonder dat de uitkeringsinstantie er van op de
hoogte is gebracht. De term “witte fraude” duidt niet zozeer op het gedrag van degene die overtreedt,
maar op de wijze waarop overtredingen van de inlichtingenplicht (opgave van inkomsten) door de
uitvoeringsinstanties wordt geconstateerd (door bestandsvergelijking, bijvoorbeeld met de Belastingdienst).
Over het niet opgeven van inkomsten uit reguliere arbeid, dat wil zeggen arbeid waarover
belasting en premies worden afgedragen, is om deze reden in 2004 geen vraag meer gesteld.
De vragen naar het bestraft zijn met een boete of korting zijn in 2004 samengevoegd tot één enkele
vraag vanuit de gedachte dat uitkeringsgerechtigden de vorm en daarmee de exacte naam van een
sanctie vaak niet onderkennen of moeilijk onthouden. Dat komt o.a. doordat zowel een opgelegde
boete als een korting verrekend worden met een lopende uitkering. De vraag luidt:
Heeft u in de afgelopen 12 maanden wel eens een boete of korting opgelegd gekregen door de
uitkeringsinstantie?
31

2 Geschatte omvang van regelovertreding en sancties in de WW
De overtredingen die in 2004 in de WW door meer dan 10% van de uitkeringsgerechtigden worden
begaan zijn (in volgorde van Tabel 19):
kleinere klusjes voor een geldelijke vergoeding voor of via bekenden zonder dat door te geven aan
de uitkeringsinstantie (22%);
zwart werken (11%);
het afwijzen van passend werk (12%);
langere tijd bewust weinig gesolliciteerd (25%);
onbetaald vrijwilligerswerk doen zonder de uitkeringsinstantie daarvan in kennis te stellen (26%).
Tabel 19 Geschatte omvang van regelovertreding WW en sancties in percentages, 2000 2002 en 2004
2000 2002 2004
Regels met betrekking tot inkomsten uit arbeid (afgelopen jaar/ 12 maanden wel eens): % % %
- Kleinere klusjes gedaan voor geldelijke vergoeding voor of via bekenden zonder dat
door te geven aan uitkeringsinstantie
23 16 22 * 1,2
- Baan of uitzendwerk gehad naast de uitkering zonder door te geven 10 2 - * 1
- Zwart werk gedaan naast de uitkering 13 12 11
Regels met betrekking tot medewerkingsverplichtingen (afgelopen 12 maanden wel eens):
- Langer dan 4 weken op vakantie geweest zonder dit door te geven 7 2 3
- Passend werk afgewezen of er bewust voor gezorgd om niet te worden aangenomen 19 12 12 * 1,3
- Langere tijd bewust weinig gesolliciteerd 31 24 25 * 1,3
- Dagopleiding gevolgd zonder door te geven aan uitkeringsinstantie 7 0 0 * 1,3
- Onbetaald (vrijwilligers) werk gedaan zonder door te geven aan uitkeringsinstantie 20 29 26 * 1
Sancties (afgelopen 12 maanden wel eens):
- Boete of korting gehad - - 21
N.B.: De percentages in de tabel zijn niet optelbaar tot een algemene maat voor overtreding. Die algemene maat is alleen
te verkrijgen met aparte analyses (hierover wordt in appendix 4 gerapporteerd).
* = significant verschil op 5%-niveau
1 = verschil 2000 – 2002; 2 = verschil 2002 – 2004; 3 = verschil 2000 – 2004.
De verschillen tussen de jaren 2002 en 2000 zijn mogelijk (deels) te verklaren door een verandering in Randomized response
methode.
In 2004 deden (significant) meer WW-ers klusjes voor een geldelijke vergoeding zonder de verdiensten
aan de uitkeringsinstantie door te geven dan in 2002. Deze overtreding komt nu weer ongeveer
even veel voor als in 2000 (22% respectievelijk 23%).
32

De volgende overtredingen komen in 2004 (significant) minder voor dan in 2000:
het afwijzen van passend werk (12% tegen 19% in 2000);
het langere tijd bewust onvoldoende solliciteren (25% tegen 31% in 2000);
het volgen van een dagopleiding zonder toestemming van de uitkeringsinstantie komt in 2004 niet
meer voor (7% in 2000).
Tussen 2002 en 2004 is er geen verschil opgetreden in het voorkomen van deze overtredingen. In alle
gevallen is er sprake van wijzigingen die al tussen 2000 en 2002 optraden. Hierbij moet opnieuw worden
aangetekend dat de verschillen tussen de jaren 2000 en 2002 mogelijk (deels) zijn toe te schrijven
aan de verandering in Randomized response methode die tussen beide onderzoeken heeft plaats gevonden.
3 T11-risicoprofielen WW
De T11-variabelen geven wij weer in een zogenaamd ‘risicoprofiel’ dat in één oogopslag duidelijk kan
maken of een regeling vanuit een oogpunt van handhaving van de regels ‘veilig’ is te noemen, dat wil
zeggen dat de opvattingen van de doelgroep over het algemeen bijdragen aan naleving van de regels,
of wel ‘kwetsbaar’, dat wil zeggen dat deze opvattingen eerder zullen samengaan met overtreding dan
met naleving van de regels. Het risicoprofiel is verdeeld in drie delen. Het bovenste deel is het ‘veilige’
gebied. De verwachting is dat de T11-variabelen die in dat gebied liggen eerder bijdragen tot meer
naleving van de regels. Het onderste gedeelte is het ‘kwetsbare’ gebied. Er wordt verondersteld dat de
T11-variabelen in dat gebied eerder samengaan met overtreding. Het middengebied is neutraal en een
ligging in dat gebied geeft op zichzelf niet aan of er eerder sprake zal zijn van naleving of overtreding
van de regels.
De WW kent in 2004 volgens de T11-systematiek één ‘kwetsbare’ dimensie, te weten de als laag ingeschatte
kans dat een overtreding wordt ontdekt (detectiekans, T8, zie Figuur 2). De als betrekkelijk
laag ingeschatte kans op een fysieke controle (T7b) bereikt bijna het ‘kwetsbare’ gebied. In 2004 zijn
de ‘veilige’ dimensies:
de kennis van de regels (T1a);
de duidelijkheid van de regels (T1b);
de acceptatie van de regels (T3);
de verwachting dat het vaststellen van een overtreding gevolgd wordt door een sanctie (T10).
De overige dimensies behoren tot het middengebied. Het zijn:
de kosten van naleven (T2a);
de verwachte baten van overtreding (T2b);
trouw aan de wet (T4);
de (verwachte) informele sanctie of afkeuring door de omgeving (T5);
de informele meldingskans of de kans om bij overtreding door iemand te worden verklikt (T6);
de verwachte kans op administratieve controle (T7a);
de verwachte kans op fysieke controle (T7b);
de verwachte kans dat een overtreding bij controle kan worden vastgesteld (T9, selectiviteit controle);
de verwachte ernst van een sanctie (T11).
33

In vergelijking met het jaar 2000 was in 2002 het risicoprofiel voor de WW op bijna de helft van het
aantal items iets verschoven in de richting van het middengebied en daardoor minder ‘veilig’ geworden.
Die verschuiving in negatieve richting lijkt zich in 2004 voorzichtig voort te zetten, al zijn er ten
opzichte van de resultaten van 2002 maar twee dimensies significant veranderd. Beide dimensies zijn
iets minder ‘veilig’ geworden en betreffen:
de trouw aan de wet (T4);
de verwachte selectiviteit van controle (T9).
In de tweede plaats zijn in 2004 in vergelijking met de meting van 2000 twee nieuwe dimensies als
minder ‘veilig’ te beschouwen. Het betreft:
de acceptatie van de regels (T3);
de inschatting van de afkeuring van overtreding door de eigen sociale omgeving (T5).
Per saldo zijn anno 2004 zeven dimensies significant minder ‘veilig’ dan in 2000. Het betreft de dimensies:
duidelijkheid van de regels (T1b);
de kosten van naleven (T2a);
de acceptatie van de regels (T3);
de trouw aan de wet (T4);
de verwachte afkeuring van overtreding door de eigen omgeving (T5);
de inschatting van de informele meldingskans (T6);
de inschatting van de administratieve controlekans (T7a).
Alle geconstateerde verschuivingen zijn klein. Dat wil zeggen dat ze niet meer bedragen dan enkele
tienden van punten op de vijfpuntsschaal van de T11. Toch zijn ze significant.
34

T1a: kennis regels
Figuur 2 T11-risicoprofiel WW 2000, 2002 en 2004 (gebaseerd op gemiddelde scores op T11-vragen)
T1b: duidelijkheid regels
middengebied
T2a: kosten naleven
T2b: baten overtreden
T3: accceptatie van de regels
T4: wetgetrouwheid
T5: informele sanctie
veilig
T6: informele meldingskans
kwetsbaar
T7a: kans op administratieve controle
35
T7b: kans op fysieke controle
T8: detectiekans
2000
2002
2004
T9: selectiviteit controle
T10: sanctiekans
T11: sanctie-ernst

4 Ervaring met en kennis van de Wet BMTi onder WW-ers
Kennis van de mogelijke sancties kan van belang zijn voor naleving en overtreding van de regels. Aan
de respondenten werd een aantal vragen voorgelegd om hun ervaringen met de boete en korting krachtens
de Wet Boeten, maatregelen, terug- en invordering sociale zekerheid (Wet BMTi) en hun kennis
over het boetedeel van deze wet te toetsen. Naar kennis over het maatregelenbeleid is niet gevraagd,
omdat deze kennis niet met een paar vragen is te toetsen.
Uit het onderzoek blijkt dat 21% van alle WW-ers in de afgelopen 12 maanden wel eens een boete of
een korting heeft gekregen. 7
De kennis van het boetedeel van de Wet BMTi onder WW-ers is als volgt te beoordelen (zie Tabel
20). 8
7
De twee afzonderlijke vragen die in 2000 en 2002 werden gesteld naar het beboet of gekort zijn, zijn in 2004 vervangen
door één vraag naar het beboet en/ of gekort zijn. De uitkomsten van 2004 zijn daarom niet te vergelijken met die van eerdere
jaren.
8
In afwijking van de normen gebruikt in 2002 zijn in dit rapport ook de antwoorden ‘hangt helemaal af van het ten onrechte
ontvangen bedrag’ en ‘andere’ gekwalificeerd als het ontbreken van kennis oftewel ‘weet niet’. Dit resulteert in de volgende
normen:
correct antwoord: ‘Terugbetalen plus een boete’;
redelijke kennis: ‘terugbetalen plus een waarschuwing’, of ‘terugbetalen plus een korting op de uitkering’;
onderschatting: ‘geen straf, maar een waarschuwing’ of ‘terugbetalen van het ten onrechte ontvangen bedrag’;
overschatting: ‘terugbetalen plus stopzetten van de uitkering’ en ‘terugbetalen plus gevangenisstraf’;
geen kennis (‘weet niet’): ‘hangt helemaal af van het ten onrechte ontvangen bedrag\ de ernst van de overtreding’, ‘andere’
en ‘weet niet’.
36

Tabel 20 Kennis van de Wet BMTi bij onjuiste of onvolledige inlichtingen, WW, 2002
(n=956) en 2004 (n = 869)
37
2002 2004
Kennis sancties Wet BMTi bij overtreding inlichtingenplicht Onderschatting 16% 17%
Redelijke kennis 28% 28%
Correct antwoord 19% 18%
Overschatting 7% 9%
Weet niet 31% 29%
Totaal 100% 100%
Er zijn tussen 2002 en 2004 vrijwel geen veranderingen opgetreden in de kennis van WW-ers van het
sanctiebeleid van de Wet BMTi. Bijna 30% geeft een antwoord waaruit blijkt dat men geen duidelijk
idee heeft van het sanctiebeleid van de wet. Bijna één vijfde van de WW-ers is goed geïnformeerd en
geeft een correct antwoord (terugbetalen van het ten onrechte ontvangen bedrag plus een boete), terwijl
17% de ernst van de sanctie onderschat. 28% beschikt over redelijke kennis van de sancties.
Slechts weinig uitkeringsgerechtigden overschatten de sancties duidelijk.
Aan degenen die het goede antwoord gaven op de vraag naar de sanctie, is ook gevraagd hoe hoog zij
denken dat de boete zal zijn. Tabel 21 geeft de uitkomsten weer. Het juiste antwoord is 10% van het
ten onrechte ontvangen bedrag. Ruim een kwart van de degenen die terecht het antwoord ‘terugbetalen
plus een boete’ heeft gekozen, beantwoordt ook deze vraag juist. Dat betekent dat bijna 5% van de
WW-ers volledig op de hoogte is van de sanctie voor overtreding van de inlichtingenplicht (27% van
18%).

Tabel 21 Schatting hoogte boete voor onjuiste of onvolledige inlichtingen, WW 2002 (n=183) en 2004
(n = 156)
Geschatte hoogte boete in % van het ten onrechte uitgekeerde bedrag:
38
2002 2004
1 onderschatting (boete = 5%) 22% 15%
2 antwoord juist (boete = 10%) 24% 27%
3 overschatting (boete >10%) 37% 37%
4 weet niet 16% 21%
Totaal 100% 100%
Er is ditmaal geen vraag meer gesteld over veranderingen in het sanctiebeleid inzake sociale zekerheid
die respondenten mogelijk hebben waargenomen. De reden is dat deze wijzigingen al enige jaren geleden
hebben plaatsgevonden.
5 Achtergronden van overtredingen (univariaat)
In het navolgende onderdeel rapporteren we de resultaten van de analyses van verbanden tussen overtreding
en andere variabelen. Deze analyses zijn uitgevoerd met logistische regressiemodellen. Daarbij
zijn de steekproeven van twee metingen, 2002 en 2004, samengenomen. De verschillen in percentages
overtreding tussen beide metingen zijn niet groot. Er zijn daarom relaties gelegd tussen enerzijds de
onafhankelijke variabelen en anderzijds de gemiddelde percentages overtreding over de twee laatste
metingen.
De afhankelijke variabelen zijn de Randomized response vragen naar de verschillende overtredingen.
Om de achtergronden van deze overtreding te onderzoeken maken we gebruik van de meningen van
de respondenten over handhaving, overtreding en straf die (onder meer) met de T11 worden bevraagd
en van een aantal algemene kenmerken van respondenten. Het betreft demografische kenmerken, zoals
geslacht en leeftijd, kenmerken van het huishouden (bijvoorbeeld het aantal personen in het huishouden),
de relatie tot degenen waarmee men samenwoont (partner/ echtgenoot, kinderen, ouders, broers,
zussen, anderen), kenmerken van het inkomen en de inkomensverwerving, de uitkeringssituatie zoals
de uitkeringsduur, kenmerken van de arbeidsmarktpositie zoals niveau en aard van de opleiding die
men heeft genoten, de maatschappelijke functie die men heeft bekleed, het soort dienstverband van de
baan voorafgaande aan de uitkering, etc. Het zijn allemaal ‘objectieve’ kenmerken die in principe bij
de uitkeringsinstanties bekend kunnen zijn.
Het doel van de analyse is het opsporen van verbanden die het mogelijk maken de opsporing van overtreding
en de handhaving van de regels te verbeteren. De presentatie heeft het karakter van een opsomming
van (mogelijk) relevante verbanden. We geven met onze analyse van de achtergronden geen
verklaring van het verschijnsel naleving of overtreding van de regels van de sociale zekerheid.

Het ontbreken van een verklarend perspectief maakt het moeilijk om relevante van minder relevante
verbanden te onderscheiden en om de verschillende verbanden met elkaar te verbinden tot een lopend
verhaal.
Soms zijn er significante verbanden gevonden met een kenmerk van een zeer kleine groep. Verbanden
die zijn gebaseerd op een groep die in de steekproef door minder dan ca. 5% respondenten is vertegenwoordigd,
vermelden wij niet. In het geval van afhankelijke variabelen die in beide metingen
voorkomen komt dat neer op ca. 75 respondenten. Het gaat het om ca. 40 respondenten voor de variabelen
die alleen nog in 2004 zijn opgenomen, bijvoorbeeld de bedrijfstak van de laatste baan of de
sector van de genoten opleiding.
5.1 Leeswijzer tabellen samenhangen met overtredingen
Hieronder volgt een toelichting op de tabellen die samenhangen van diverse variabelen met overtredingen
weergeven en die eveneens zijn te vinden in de hoofdstukken over de verschillende uitkeringsregelingen.
De tabellen geven per overtreding (de ‘afhankelijke’ variabele) de samenhangen met andere variabelen
(de ‘onafhankelijke’ variabelen) weer. We presenteren de samenhangen in de tabellen in twee delen:
een eerste deel voor samenhang tussen de overtreding enerzijds en anderzijds variabelen die twee
waarden kunnen aannemen, zoals ‘ja’ en ‘nee’, respectievelijk ‘kenmerk aanwezig’ of ‘kenmerk
niet aanwezig’ (de zogenaamde ‘tweewaardige’ of ‘dichotome’ onafhankelijke variabelen);
een tweede deel voor samenhang tussen de overtreding enerzijds en anderzijds kwantitatieve variabelen
zoals leeftijd en de T11-variabelen.
De twee delen van de tabel zijn vaak nog verder onderverdeeld in verschillende soorten variabelen,
onder meer: algemene kenmerken van de uitkeringsgerechtigden, de T11-variabelen en andere meningen
over handhaving.
In het eerste deel van de tabellen vermelden we het percentage overtreders van twee groepen, namelijk
de groep die wel het kenmerk heeft dat in de tabel wordt genoemd (bijvoorbeeld een partner als medebewoner
= ‘ja’) versus de groep die dat kenmerk niet heeft (= ‘nee’, de groep die met andere mensen
samenwoont, bijvoorbeeld ouders, broers of zussen, kinderen). Voor beide groepen wordt ook het
aantal personen in de steekproef (N) vermeld.
De aantallen voor de twee groepen die worden gecontrasteerd, tellen overigens vaak niet op tot het
aantal respondenten in de gehele steekproef, omdat het regelmatig gaat om deelgroepen. Bijvoorbeeld
de groep met een partner als medebewoner wordt alleen vergeleken met de groep die met anderen
samenwoont en niet met alleenstaanden. De aantallen in de tabel tellen daarom in dit voorbeeld op tot
het aantal respondenten dat met iemand samenwoont en omvatten niet de alleenstaanden.
In het tweede deel van de tabellen (voor de kwantitatieve variabelen) laten we ook het verschil zien
tussen twee groepen respondenten, namelijk een groep die bovengemiddeld scoort op de onafhankelijke
variabele (de variabele waar de overtreding mee samenhangt), en een groep die benedengemiddeld
scoort op de onafhankelijke variabele. Als bovengemiddeld en benedengemiddeld scores zijn de volgende
(enigszins willekeurige) waarden genomen op de onafhankelijke variabele: respectievelijk één
standaarddeviatie boven het gemiddelde van de onafhankelijke variabele, en één standaarddeviatie
beneden het gemiddelde van de onafhankelijke variabele.
39

Voor deze twee waarden is het percentage overtreders berekend en deze twee percentages zijn vermeld
in de tabel. In de laatste kolom van de tabellen vermelden we het verschil tussen het percentage overtreders
bij een standaarddeviatie onder het gemiddelde en een er boven.
In het tweede deel van de tabellen betekent de hogere score (+ 1 sd) op de onafhankelijke variabele
steeds: méér van het betreffende kenmerk. Dus bijvoorbeeld een langere uitkeringsduur, een hogere
leeftijd, meer duidelijkheid van de regels, meer voordeel van overtreding, hogere kosten van naleven
en een hogere schatting voor de detectiekans.
De geconstateerde verbanden zijn steeds verbanden tussen kenmerken van groepen. Om redenen van
beknoptheid en stijl worden soms formuleringen gekozen die de indruk kunnen wekken dat er (ook)
sprake is van verbanden op individueel niveau. Dat is echter niet het geval. Bijvoorbeeld de formulering
‘mannen doen meer klusjes’, betekent alleen dat mannen gemiddeld genomen vaker wel eens een
klusje hebben gedaan. Het betekent niet dat elke man in een bepaalde periode vaker een klusje doet
dan een vrouw.
5.2 Overtredingen van de regels met betrekking tot het rapporteren van inkomsten
uit arbeid
Klusjes doen
Van de WW-ers heeft 19% over de afgelopen twee metingen wel eens een klusje gedaan als bijverdienste.
De vraag in het onderzoek was als volgt geformuleerd:
Doet u de laatste tijd, bijvoorbeeld het afgelopen jaar, wel eens voor of via vrienden en bekenden
kleinere klusjes of wat werk voor een kleinere of grotere vergoeding, zonder dat aan de uitkeringsinstantie
door te geven? (Het gaat om een geldelijke vergoeding.)
Het doen van klusjes hangt samen met een demografisch kenmerk, een kenmerk van het huishouden
van de uitkeringsgerechtigde, een kenmerk van de uitkering en drie kenmerken van het arbeidsverleden:
mannen doen vaker een klusje voor een geldelijke vergoeding zonder de bijverdiensten aan de uitkeringsinstantie
op te geven (zie Tabel 22);
hetzelfde geldt voor WW-ers die hoofdkostwinner van een huishouden zijn;
ook is er een positief verband met uitkeringsduur: wie al langer een uitkering heeft, doet gemiddeld
genomen makkelijker een klusje voor een vergoeding;
WW-ers die in hun laatste baan voor de uitkering een tijdelijk arbeidscontract hebben gehad, of in
proeftijd hebben gewerkt, doen vaker een klusje voor een vergoeding dan WW-ers die een vaste
baan hadden of in een los dienstverband werkten als bijvoorbeeld uitzendkracht;
wie voorafgaande aan de uitkering overwegend voltijdse banen heeft gehad, doet gemiddeld genomen
wat eerder een klusje voor een vergoeding;
het doen van klusjes voor een vergoeding komt echter minder voor binnen de groep die een economisch-administratieve
opleiding genoten heeft.
40

Binnen het domein van de T11- en verwante variabelen hangt het doen van klusjes samen met:
het voordeel van overtreding (T2b);
trouw aan de wet (T4);
de verwachting dat de sociale omgeving overtreding afkeurt (T5, informele sanctie).
De verbanden zijn in de verwachte richting. Meer voordeel van overtreding gaat samen met het meer
doen van klusjes, terwijl meer vrees voor afkeuring door de omgeving samengaat met minder overtreding.
Tabel 22 Klusjes doen (n=1643): variabelen die er significant mee samenhangen (overtreding 19%)
Tweewaardige onafhankelijke variabele: Nee N Ja N Verschil
Algemene kenmerken:
Geslacht: Man 12% 682 23% 961 11%
Hoofdkostwinner: 14% 735 22% 681 8%
Soort dienstverband: Proef\ tijdelijk 17% 1165 24% 478 7%
Omvang banen: (merendeels) voltijds 11% 340 21% 1302 10%
Sector opleiding: Economie 25% 577 11% 188 - 14%
Kwantitatieve onafhankelijke variabele: – 1sd + 1sd Verschil
Tafel van 11:
Voordeel van overtreding (T2b) 11% 27% 16%
Trouw aan de wet (T4) 24% 14% - 10%
Informele sanctie (T5)
Algemene kenmerken:
24% 15% - 9%
Uitkeringsduur 15% 22% 7%
N.B.1: het overtredingspercentage vermeld in de titel van de tabel is het gemiddelde percentage overtreding over de metingen
van 2002 en 2004, gewogen naar steekproefomvang.
N.B.2: de cellen onder ‘nee’ en ‘ja’ bij de ‘tweewaardige onafhankelijke variabele’ vermelden steeds het percentage overtreders
zonder, respectievelijk met het betreffende kenmerk. Bijvoorbeeld de groep ‘geslacht, man’ ‘nee’ betreft vrouwen. De
cellen onder –1 en +1 sd bij de ‘kwantitatieve onafhankelijke variabele’ vermelden steeds het percentage overtreders bij – 1
standaarddeviatie, respectievelijk + 1 standaarddeviatie van het gemiddelde van de onafhankelijke variabele.
41

Zwart werk
Over de afgelopen twee metingen heeft 12% van de WW-ers heeft wel eens zwart gewerkt. De vraag
naar deze overtreding luidt:
Heeft u in de afgelopen 12 maanden wel eens zwart werk gedaan naast uw WW-uitkering?
Zwart werken hangt samen met vier kenmerken van de arbeidsmarktpositie van WW-ers (Tabel 23).
Naarmate men voorafgaande aan de uitkering langer heeft gewerkt, werkt men ten tijde van de
WW-uitkering minder zwart.
Zwart werken naast de uitkering is verder meer een aangelegenheid van WW-ers die voorafgaande
aan de uitkering een hogere functie hadden.
Degenen die een middenfunctie hebben bekleed, overtreden juist minder.
Het positieve verband met het opleidingsniveau wijst nog sterker in de richting van degenen die
een hogere functie hebben bekleed.
Daarnaast hangen de volgende kenmerken met zwart werken samen:
het voordeel van overtreding (T2b);
de wetgetrouwheid van de WW-ers (T4);
de kijk op sociale controle een rol en de mate waarin men afkeurende reacties verwacht van de
sociale omgeving op de overtreding: naarmate men op overtreding meer afkeurende reacties van de
sociale omgeving verwacht (T5);
naarmate er een grotere kans is om verklikt te worden, werkt men minder zwart(T6);
hetzelfde geldt naarmate men de kans dat een overtreding wordt geconstateerd groter acht (detectiekans,
T8);
of naarmate men meer rekening houdt met de mogelijkheid dat bij controle een overtreding ook
echt wordt geconstateerd (T9, selectiviteit van controles).
42

Tabel 23 Zwart werk (n= 1643): variabelen die ermee samenhangen (overtreding 12%)
Tweewaardige onafhankelijke variabele: Nee N Ja N Verschil
Algemene kenmerken:
Positie laatste baan: Hogere functie 10% 1245 18% 345 8%
Middenfunctie 14% 828 8% 763 - 6%
Kwantitatieve onafhankelijke variabele:
Tafel van 11:
– 1sd + 1sd Verschil
Voordeel van overtreding (T2b) 5% 17% 12%
Trouw aan de wet (T4) 17% 7% - 10%
Informele sanctie (T5) 17% 9% - 8%
Kans op aanmelden (T6) 16% 10% - 6%
Detectiekans (T8) 16% 9% - 7%
Selectiviteit van controles (T9)
Algemene kenmerken:
14% 9% - 5%
Opleiding 7% 15% 8%
Aantal jaren gewerkt 15% 8% - 7%
N.B.1: het overtredingspercentage vermeld in de titel van de tabel is het gemiddelde percentage overtreding over de metingen
van 2002 en 2004, gewogen naar steekproefomvang.
N.B.2: de cellen onder ‘nee’ en ‘ja’ bij de ‘tweewaardige onafhankelijke variabele’ vermelden steeds het percentage overtreders
zonder, respectievelijk met het betreffende kenmerk. Bijvoorbeeld de groep ‘geslacht, man’ ‘nee’ betreft vrouwen. De
cellen onder –1 en +1 sd bij de ‘kwantitatieve onafhankelijke variabele’ vermelden steeds het percentage overtreders bij – 1
standaarddeviatie, respectievelijk + 1 standaarddeviatie van het gemiddelde van de onafhankelijke variabele.
5.3 Niet naleven van de medewerkingsverplichtingen
In het navolgende behandelen we de zogenaamde medewerkingsverplichtingen, die er toe dienen dat
de uitkeringsgerechtigde zich voldoende inspant om nieuw (passend) werk te vinden en beschikbaar is
voor de arbeidsmarkt.
Langer dan vier weken op vakantie zonder toestemming
Het langer dan vier weken op vakantie gaan, zonder de uitkeringsinstantie daar van op de hoogte te
brengen, komt weinig voor: drie procent (3%) van de WW-ers heeft gemiddeld deze overtreding begaan
over de afgelopen twee metingen:
WW-ers die geen sollicitatieplicht hebben, overtreden de regel in grotere getale (Tabel 24);
hetzelfde geldt voor oudere WW-ers.
Waarschijnlijk gaat het hier om een en hetzelfde verband.
Naarmate WW-ers de controle op zwart werk meer waterdicht vinden, overtreden zij minder.
43

Tabel 24 Langer dan vier weken op vakantie zonder toestemming (n= 1643): variabelen die ermee
samenhangen (overtreding 3%)
Tweewaardige onafhankelijke variabele: Nee N Ja N Verschil
Algemene kenmerken:
Sollicitatieplicht 13% 234 1% 1408 - 12%
Kwantitatieve onafhankelijke variabele:
Andere meningen over handhaving:
– 1sd + 1sd Verschil
Controle op zwart werk waterdicht
Algemene kenmerken:
5% 1% - 4%
Leeftijd 0% 5% 5%
N.B.1: het overtredingspercentage vermeld in de titel van de tabel is het gemiddelde percentage overtreding over de metingen
van 2002 en 2004, gewogen naar steekproefomvang.
N.B.2: de cellen onder ‘nee’ en ‘ja’ bij de ‘tweewaardige onafhankelijke variabele’ vermelden steeds het percentage overtreders
zonder, respectievelijk met het betreffende kenmerk. Bijvoorbeeld de groep ‘geslacht, man’ ‘nee’ betreft vrouwen. De
cellen onder –1 en +1 sd bij de ‘kwantitatieve onafhankelijke variabele’ vermelden steeds het percentage overtreders bij – 1
standaarddeviatie, respectievelijk + 1 standaarddeviatie van het gemiddelde van de onafhankelijke variabele.
Passend werk afwijzen
Ruim 90% van de WW-ers heeft een sollicitatieplicht. Over de afgelopen twee metingen heeft gemiddeld
genomen 12% van dat deel van de WW-ers in het afgelopen jaar wel eens passende arbeid afgewezen.
De volgende vraag is gesteld aan de respondenten:
Heeft u in de afgelopen 12 maanden wel eens 'passend' werk (een baan) afgewezen, of heeft u er
wel eens bewust voor gezorgd dat u niet werd aangenomen, terwijl u wel kans zou hebben gemaakt
om de baan te krijgen?
Het afwijzen van passende arbeid hangt samen met twee demografische kenmerken, met een kenmerk
van het huishouden van betrokkene, met twee inkomensvariabelen en met een kenmerk van het arbeidsverleden
(zie Tabel 25).
Mannen wijzen minder vaak passend werk af.
WW-ers die met ouders, broers of zussen samenwonen, weigeren gemiddeld genomen vaker passende
arbeid,
evenals de WW-ers die naast de uitkering ook nog een inkomen uit arbeid verdienen.
Maar naarmate er meer wordt verdiend met arbeid, neemt het aantal overtreders juist af.
Naarmate men voorafgaand aan de uitkering langer heeft gewerkt, wordt er minder overtreden.
Parallel hieraan neemt het afwijzen van passend werk ook af met het stijgen van de leeftijd.
Deze laatste twee samenhangen houden waarschijnlijk ook verband met een verminderde gelegenheid
om de overtreding te begaan door het ontbreken van aanbod van passend werk.
Binnen het domein van de T11-variabelen en andere kenmerken van handhaving zijn er twee samenhangen.
44

Wie de kans op ontdekking van een overtreding hoger acht, zal minder overtreden (T8).
Wie een waterdichte controle op zwart werk verwacht, overtreedt minder.
Tabel 25 Passend werk afgewezen (n= 1643 met sollicitatieplicht): variabelen die ermee samenhangen
(overtreding 12%)
Tweewaardige onafhankelijke variabele: Nee N Ja N Verschil
Algemene kenmerken:
Geslacht: Man 17% 686 8% 956 - 9%
Samenstelling huishouden: Ouders/ broers/ zussen 11% 1320 24% 96 13%
Inkomsten uit arbeid naast uitkering 9% 1088 18% 271 9%
Kwantitatieve onafhankelijke variabele: – 1sd + 1sd Verschil
Tafel van 11:
Detectiekans (T8)
Andere meningen over handhaving:
16% 8% - 8%
Controle op zwart werk waterdicht
Algemene kenmerken:
15% 9% - 6%
Leeftijd 16% 6% - 10%
Aantal jaren gewerkt 16% 6% - 10%
Hoogte inkomen uit arbeid 32% 10% - 22%
N.B.1: het overtredingspercentage vermeld in de titel van de tabel is het gemiddelde percentage overtreding over de metingen
van 2002 en 2004, gewogen naar steekproefomvang.
N.B.2: de cellen onder ‘nee’ en ‘ja’ bij de ‘tweewaardige onafhankelijke variabele’ vermelden steeds het percentage overtreders
zonder, respectievelijk met het betreffende kenmerk. Bijvoorbeeld de groep ‘geslacht, man’ ‘nee’ betreft vrouwen. De
cellen onder –1 en +1 sd bij de ‘kwantitatieve onafhankelijke variabele’ vermelden steeds het percentage overtreders bij – 1
standaarddeviatie, respectievelijk + 1 standaarddeviatie van het gemiddelde van de onafhankelijke variabele.
Bewust weinig solliciteren
Over de afgelopen twee metingen solliciteert 25% van de WW-ers langere tijd bewust weinig.
De vraag naar naleving van de sollicitatieplicht is:
Heeft u in de afgelopen 12 maanden wel eens langere tijd bewust weinig gesolliciteerd?
Wie naast de uitkering nog een inkomen uit arbeid heeft, solliciteert gemiddeld genomen minder
(Tabel 26).
Wie voorafgaande aan de uitkering heeft gewerkt in de gezondheidszorg, de welzijnszorg, het onderwijs
of bij de overheid, komt de sollicitatieplicht minder getrouw na.
Van de T11-variabelen zijn van belang:
het verwachte voordeel (T2b);
trouw aan de wet (T4);
de vrees bij overtreding tegen de lamp te lopen (T8, detectiekans);
de verwachte of waargenomen selectiviteit van controles (T9).
45

Een groter verwacht voordeel verhoogt de kans op verzuim van de sollicitatieplicht, terwijl meer
trouw aan de wet, een grotere vrees om bij overtreding tegen de lamp te lopen of bij controle te worden
ontdekt, samengaan met minder overtreding. Het voordeel van overtreding vertoont weer de duidelijkste
samenhang met overtreding.
Tabel 26 Bewust weinig solliciteren (n=1643): variabelen die ermee samenhangen (overtreding 25%)
Tweewaardige onafhankelijke Nee N Ja N Verschil
Algemene kenmerken:
Inkomsten uit arbeid naast uitkering 22% 1088 34% 271 12%
Bedrijfstak laatste baan: Gezondheids-, welzijnszorg/ onderwijs/ overheid 20% 610 30% 177 10%
Kwantitatieve onafhankelijke - 1 sd + 1 sd Verschil
Tafel van 11:
Voordeel van overtreding (T2b) 18% 32% 14%
Trouw aan de wet (T4) 28% 21% - 7%
Detectiekans (T8) 29% 21% - 8%
Selectiviteit van controles (T9) 28% 21% - 7%
N.B.1: het overtredingspercentage vermeld in de titel van de tabel is het gemiddelde percentage overtreding over de metingen
van 2002 en 2004, gewogen naar steekproefomvang.
N.B.2: de cellen onder ‘nee’ en ‘ja’ bij de ‘tweewaardige onafhankelijke variabele’ vermelden steeds het percentage overtreders
zonder, respectievelijk met het betreffende kenmerk. Bijvoorbeeld de groep ‘geslacht, man’ ‘nee’ betreft vrouwen. De
cellen onder –1 en +1 sd bij de ‘kwantitatieve onafhankelijke variabele’ vermelden steeds het percentage overtreders bij – 1
standaarddeviatie, respectievelijk + 1 standaarddeviatie van het gemiddelde van de onafhankelijke variabele.
Dagopleiding volgen zonder toestemming
Het volgen van een dagopleiding zonder toestemming van de uitkeringsinstantie komt (vrijwel) niet
voor: het percentage overtreders bedraagt 0. Er zijn geen verbanden met andere variabelen.
Onbetaald (vrijwilligers)werk
In 2004 doet 27% van de WW-ers vrijwilligers- of ander onbetaald werk zonder de uitkeringsinstantie
daarvan op de hoogte te stellen.
De volgende vraag werd gesteld:
Heeft u in de afgelopen 12 maanden wel eens onbetaald vrijwilligerswerk of ander onbetaald werk
gedaan zonder de uitkeringsinstantie daarvan in kennis te stellen?
46

Er zijn samenhangen met twee demografische kenmerken, een met de positie van de WW-er in het
huishouden, met een kenmerk van de uitkeringsituatie en met vijf kenmerken van de arbeidsmarktpositie
(tabel 9).
Mannen doen vaker vrijwilligerswerk zonder de uitkeringsinstantie daarvan op de hoogte te stellen,
evenals hoofdkostwinners
en ouderen.
Een hoger inkomen gaat ook vaker gepaard met vrijwilligerswerk zonder dat de uitkeringsinstantie
er van in kennis is gesteld.
Het doen van vrijwilligerswerk (zonder toestemming van de uitkeringsinstantie) komt minder voor
onder WW-ers die vóór de uitkering in een losser dienstverband (uitzendkracht, oproepkracht, seizoensarbeid)
hebben gewerkt.
De overtreding komt meer voor onder hen die voorafgaande aan de uitkering een hogere functie
hebben bekleed,
meer opleiding hebben genoten,
langer hebben gewerkt
en langer geleden zijn gestopt met werken.
Als complement daarvan is er ook een samenhang met de uitkeringsduur: wie langer een uitkering
geniet, doet gemiddeld genomen meer vrijwilligerswerk zonder de uitkeringsinstantie daarvoor om
toestemming te vragen.
Er is maar één samenhang met T11-variabelen. De regel met betrekking tot onbetaald werk wordt
meer overtreden door degenen die meer voordeel zien in overtreding.
47

Tabel 27 Vrijwilligerswerk zonder toestemming uitkeringsinstantie (n=1643): variabelen die ermee
samenhangen (overtreding 27%)
Algemene kenmerken:
Tweewaardige onafhankelijke variabele: Nee N Ja N Verschil
Geslacht: Man 23% 686 31% 956 8%
Hoofdkostwinner 21% 736 33% 679 12%
Positie in laatste baan: Hogere employé 25% 1244 35% 345 10%
Soort dienstverband: Losse dienstverbanden (uitzend-, oproepkracht,
seizoensarbeid)
31% 745 24% 848 - 7%
Tafel van 11:
Kwantitatieve onafhankelijke variabele: – 1sd + 1sd Verschil
Voordeel van overtreding (T2b)
Algemene kenmerken:
23% 32% 9%
Opleiding 22% 32% 10%
Aantal jaren geleden gestopt met werken 22% 33% 11%
Aantal jaren gewerkt 23% 32% 9%
Uitkeringsduur 23% 32% 9%
Hoogte netto inkomen 23% 32% 9%
Leeftijd 22% 34% 12%
N.B.1: het overtredingspercentage vermeld in de titel van de tabel is het gemiddelde percentage overtreding over de metingen
van 2002 en 2004, gewogen naar steekproefomvang.
N.B.2: de cellen onder ‘nee’ en ‘ja’ bij de ‘tweewaardige onafhankelijke variabele’ vermelden steeds het percentage overtreders
zonder, respectievelijk met het betreffende kenmerk. Bijvoorbeeld de groep ‘geslacht, man’ ‘nee’ betreft vrouwen. De
cellen onder –1 en +1 sd bij de ‘kwantitatieve onafhankelijke variabele’ vermelden steeds het percentage overtreders bij – 1
standaarddeviatie, respectievelijk + 1 standaarddeviatie van het gemiddelde van de onafhankelijke variabele.
Ervaringen met boete en korting
Tabel 28 geeft een overzicht van variabelen die samenhangen met het krijgen van een boete of een
korting. In 2004 verklaart 27% van de respondenten in de afgelopen twaalf maanden een boete of korting
te hebben gehad. In tegenstelling tot eerdere jaren werden boeten en kortingen in 2004 in één
vraag opgenomen, omdat het onderscheid tussen beide sancties voor veel uitkeringsgerechtigden niet
altijd duidelijk is.
De vraag luidt:
Heeft u in de afgelopen 12 maanden wel eens een boete of korting opgelegd gekregen door de
uitkeringsinstantie?
48

Het beboet of gekort worden hangt samen met twee kenmerken van het huishouden van de uitkeringsgerechtigde,
met de positie in het huishouden, met een kenmerk van het inkomen en met een kenmerk
van het arbeidsverleden van de betrokkene. Een boete of korting komt meer voor:
onder grotere huishoudens;
binnen de groep die in een huishouden woont met kinderen;
en binnen de groep die géén hoofdkostwinner is;
verder komen boeten en kortingen meer voor binnen de groep die naast de uitkering nog inkomen
uit arbeid geniet;
wie voorafgaande aan de uitkering in een hogere functie heeft gewerkt, heeft gemiddeld genomen
vaker een boete of korting gehad.
Er is een betrekkelijk groot aantal samenhangen met T11-variabelen. Onderstaande drie kenmerken
gaan gepaard met minder boetes en kortingen:
meer kennis van de regels (T1a);
het duidelijker vinden van de regels (T1b);
meer trouw aan de wet (T4);
Opvallend genoeg gaan de volgende twee kenmerken gepaard met méér boetes en kortingen:
een grotere vrees voor een administratieve controle (T7a);
een grotere vrees voor een sanctie bij het constateren van een overtreding (T10).
Het is mogelijk dat deze laatste verbanden eerder wijzen op gevolgen van het beboet of gekort zijn,
dan op een houding die leidt tot het vaker beboet of gekort zijn.
49

Tabel 28 Boete of korting gekregen (n = 783): variabelen die ermee samenhangen (overtreding 21%)
Tweewaardige onafhankelijke variabele Nee N Ja N Verschil
Algemene kenmerken:
Inkomsten uit arbeid naast uitkering 17% 535 29% 155 12%
Hoofdkostwinner 26% 356 16% 314 - 10%
Medebewoner(s): Thuiswonend(e) kind(eren) 12% 335 30% 335 18%
Positie laatste baan Hogere employé 18% 603 30% 156 12%
Kwantitatieve onafhankelijke variabele: – 1sd + 1sd Verschil
Tafel van 11:
Kennis van de regels (T1a) 28% 11% - 17%
Duidelijkheid van de regels (T1b) 25% 15% - 10%
Trouw aan de wet (T4) 26% 14% - 12%
Kans op een administratieve controle (T7a) 15% 26% 11%
Kans op een sanctie (T10)
Algemene kenmerken:
12% 29% 17%
Aantal personen in huishouden 16% 25% 9%
N.B.: de cellen onder ‘nee’ en ‘ja’ bij de ‘tweewaardige onafhankelijke variabele’ vermelden steeds het percentage overtreders
zonder, respectievelijk met het betreffende kenmerk. Bijvoorbeeld de groep ‘inkomsten uit arbeid naast uitkering, nee’
betreft de groep die geen inkomsten uit arbeid naast de uitkering geniet. De cellen onder –1 en +1 sd bij de ‘kwantitatieve
onafhankelijke variabele’ vermelden steeds het percentage overtreders bij – 1 standaarddeviatie, respectievelijk + 1 standaarddeviatie
van het gemiddelde van de onafhankelijke variabele.
6 Overtrederprofielen: samenhangen van overtreding met meerdere
variabelen
6.1 Inleiding
In deze en de volgende paragraaf presenteren we een tweede manier om de samenhang tussen overtreding
van de regels en kenmerken van uitkeringsgerechtigden te analyseren. We analyseren nu de samenhang
van overtreding met meerdere variabelen tegelijk. Dit gebeurt als volgt. De totale groep uitkeringsgerechtigden
heeft een bepaald overtredingspercentage. Een speciaal statistisch programma
zoekt naar een opsplitsing van deze totale groep in twee of meer deelgroepen. Deze deelgroepen worden
zodanig geconstrueerd dat het verschil tussen hun overtredingspercentages zo groot mogelijk is. 9
Het resultaat zijn overtrederprofielen: onderscheidende kenmerken van de belangrijkste groepen overtreders
die eventueel kunnen worden gebruikt om prioriteiten te stellen ten aanzien van handhaving en
opsporing.
9
De analyses zijn uitgevoerd met een door ons voor Randomized response gemaakte aanpassing van het SPSS programma
Answer Tree. Het overtredingspercentage vermeld in de titel van de tabellen is het gemiddelde percentage overtreding over
de metingen van 2002 en 2004, gewogen naar steekproefomvang.
50

Wij doen twee typen analyses. In de eerste worden de deelgroepen gevormd op basis van hun houding
ten aanzien van de handhaving van de regels van de uitkering (T11-variabelen). In de tweede worden
de deelgroepen gevormd op basis van hun achtergrondkenmerken. Bij de eerste analyseren we de invloed
van alle T11-variabelen gezamenlijk op overtreding en bij de tweede de gezamenlijke invloed
van achtergrondkenmerken van de respondenten. We doen dit voor elke overtreding afzonderlijk. De
analyses van de T11-variabelen geven inzicht in het complex van motieven dat met overtreding en
naleving samengaat. Het betreft in feite ‘psychologische profielen’.
Bij de analyse van achtergrondkenmerken beperken wij ons tot kenmerken die bij de uitkeringsinstantie
bekend (kunnen) zijn. Dat betekent dat in tegenstelling tot de T11-variabelen alleen gekeken wordt
naar betrekkelijk objectieve kenmerken en niet naar meningen of houdingen van de uitkeringsgerechtigden.
De analyses van de achtergrondkenmerken geven inzicht in de vraag welke waarneembare
kenmerken samengaan met overtreding of naleving. Het resultaat zijn meer ‘sociaal-economische profielen’
van overtreders en nalevers.
Het programma Answer Tree presenteert zijn resultaten in de vorm van boomdiagrammen. Bij elke
vertakking wordt een groep opgesplitst in (meestal twee) deelgroepen, indien deze deelgroepen significant
van elkaar verschillen. Wij merken op dat dit niet betekent dat deelgroepen die afkomstig zijn
van verschillende vertakkingen ook altijd significant van elkaar verschillen.
De analyses met Answer Tree zijn gewogen uitgevoerd. Opsplitsingen van groepen kleiner dan ca. 150
respondenten of opsplitsingen in deelgroepen kleiner dan ca. 75 respondenten worden niet gerapporteerd.
10 Bij deze kleine aantallen zijn toevallige verbanden namelijk niet goed uit te sluiten, en daarnaast
is de relevantie geringer, omdat het hier om relatief kleine groepen gaat.
In de tabellen worden ook steeds de aantallen respondenten in de deelgroepen vermeld. Door de steekproefaantallen
te delen door de steekproefomvang, geven de steekproefaantallen wel een benadering
van het belang van deze groepen in de populatie.
6.2 Overtrederprofielen op basis van T11-variabelen
De T11-variabelen worden weergegeven met schaaltjes bestaande uit vijf waarden 1 tot en met 5. De
waarden hebben de gebruikelijke betekenis van ‘minder’ tot en met ‘meer’. Een waarde van ‘5’ betekent
bijvoorbeeld meer (verwacht) voordeel van overtreding, hogere kosten van naleven, duidelijker
regels, meer (verklaarde) trouw aan de wet, een hogere inschatting van de detectiekans etc. In de tabellen
en in de toelichtende tekst worden de scores op de T11-variabelen vermeld zoals het programma
Answer Tree die opsplitst.
De vermelding 1-2 staat voor de scores ‘1’ en ‘2’; de vermelding 4-5 voor de scores ‘4’ en ‘5’; 3-5
voor de scores 3 tot en met 5, etc. Aangezien de T11 bestaat uit verschillende vragen met elk een eigen
formulering is het niet mogelijk elke score een precieze betekenis te geven. Een score van ‘1’ betekent
zeer weinig van het betreffende kenmerk, mogelijk zelfs het ontbreken er van; ‘2’ betekent weinig van
het besproken kenmerk, ‘3’ veel noch weinig, ‘4’ kan betekenen dat het kenmerk aanwezig is, in redelijke
mate of zelfs (ruim) voldoende mate aanwezig is en ‘5’ betekent doorgaans dat het bedoelde
kenmerk in (zeer) ruime mate voorkomt.
10 Bij variabelen die maar in één enquête zijn opgenomen zijn deze aantallen respectievelijk 100 en 50.
51

De gevonden samenhangen bestaan uit unieke combinaties van variabelen. Dezelfde waarden voor een
T11-variabele kunnen bij de ene overtreding samengaan met naleving en bij de andere met een hoog
percentage overtreders. Zo gaat een score van ‘3’ voor de baten van overtreden in combinatie met
andere T11-variabelen samen met een hoog overtredingspercentage voor het doen van klusjes, maar
met een gemiddeld percentage voor het zieker voordoen bij een controle van de uitkeringsinstantie.
Overtreding regels m.b.t. rapporteren inkomen uit arbeid
Klusjes voor een vergoeding
Op basis van twee T11-variabelen zijn drie groepen te onderscheiden (tabel 11), waarvan voor de eerste
groep geldt dat:
wie het meeste voordeel verwacht van overtreding (baten overtreden 4-5), ook het meest overtreedt:
bijna een derde van de groep (31%) met deze kijk op het voordeel van overtreding klust wel
eens zonder de verdiensten te melden aan de uitkeringinstantie.
Wie (bijna) geen voordeel ziet (baten overtreden 1-3), overtreedt al minder dan gemiddeld voor de
populatie, maar onderscheidt zich nog op basis van de vrees voor ontdekking van de overtreding.
De groep die een kleine kans op ontdekking vermoedt (detectiekans 1-3), bevat 14% overtreders.
Wie duidelijk rekening houdt met de kans dat een overtreding wordt ontdekt (detectiekans 4-5),
overtreedt niet.
Tabel 29 klusjes voor vrienden of bekenden voor geldelijke vergoeding: samenhangen met T11variabelen
(n = 1641, overtreding 19%)
Groepen onderscheiden op basis van T11-variabelen % overtreders N
Baten overtreden 4-5 31 517
Baten overtreden 1-3
Detectiekans 1-3 14 1035
Detectiekans 4-5 0 89
Zwart werk
Tabel 30 bevat een overzicht van samenhangen van T11-variabelen met het doen van zwart werk.
De overtreding hangt samen met vier T11-variabelen waarmee zes deelgroepen onderscheiden kunnen
worden.
Een belangrijk onderscheid is te maken op basis van de houding ten aanzien van wettelijke regels. Van
degenen die zich weinig gelegen laten liggen aan wettelijk vastgelegde regels (trouw aan de wet 1-2),
werkt een aanzienlijker deel (wel eens) zwart.
Dit geldt vooral voor de groep die voldoende voordeel van overtreding verwacht (baten overtreden
4-5): ruim éénderde (36%) van deze groep heeft in de afgelopen 12 maanden zwart gewerkt.
Bij minder verwacht voordeel van overtreding (baten overtreden 1-3), valt dit percentage terug tot
18%.
52

De groep die zich relatief trouw verklaart aan de wet (trouw aan de wet 3-5), overtreedt gemiddeld
genomen minder. Hier is wel nog een onderscheid te maken, in de eerste plaats op grond van de verwachting
dat een overtreding eenvoudig kan worden vastgesteld.
Wie wel verwacht dat een overtreding betrekkelijk makkelijk is te constateren (detectiekans 4-5),
overtreedt niet.
Voor de groep die er van uit gaat dat een overtreding niet snel wordt geconstateerd (detectiekans 1-3),
maakt eerst het verwachte voordeel een verschil.
Wie betrekkelijk weinig voordeel verwacht (baten overtreden 1-3), overtreedt minder dan de populatie
gemiddeld, te weten 8%.
Hetzelfde geldt voor de deelgroep die wel (duidelijk) voordeel verwacht (baten overtreden 4-5),
maar zich minstens wel enige zorgen maakt om de afkeurende reactie op overtreding van hun omgeving
(informele sanctie 3-5). Deze groep heeft eenzelfde percentage overtreders, te weten 8%.
Tot slot de groep die ook (duidelijk) voordeel verwacht, maar zich niet of weinig bekommert om de
reactie van de omgeving (informele sanctie 1-3). Deze groep kent meer dan een kwart (27%) overtreders.
Tabel 30 zwart gewerkt: samenhangen met T11-variabelen (n = 1641, overtreding 12%)
Trouw a/d wet 3-5
Groepen onderscheiden op basis van T11-variabelen % overtreders N
Trouw a/d wet 1-2
Detectiekans 1-3
Langer dan 4 weken op vakantie zonder toestemming
Baten overtreden 4-5
53
Baten overtreden 4-5 36 130
Baten overtreden 1-3 18 125
Informele sanctie 1-2 27 141
Informele sanctie 3-5 8 222
Baten overtreden 1-3 8 916
Detectiekans 4-5 0 108
Voor het langer dan vier weken op vakantie gaan zonder toestemming van de uitkeringsinstantie zijn op grond van T11variabelen
geen deelgroepen te onderscheiden.
Regelovertreding met betrekking tot de medewerkingsverplichtingen
Passend werk afwijzen
Tabel 31 laat zien welke kenmerken samengaan met het afwijzen van passende arbeid of het bewust er
voor zorgen dat men niet werd aangenomen bij het aanbod van een baan. Het begaan van de overtreding
hangt samen met vijf T11-variabelen. Op basis van die vijf variabelen zijn er zes deelgroepen te
onderscheiden.

Een eerste belangrijk onderscheid is te maken op basis van de zorg om mogelijke ontdekking van een
overtreding. Wie zich daar betrekkelijk weinig zorgen over maakt (detectiekans 1-2) overtreedt gemiddeld
genomen meer, maar er zijn nog vijf verschillende groepen te onderscheiden. Eerst zijn er
drie groepen die niet of weinig geneigd zijn zich aan de letter van de wet te houden (trouw aan de wet
1-3).
Het hoogste percentage overtreders komt voor bij de groep die daarbij de regels niet of nauwelijks
accepteert (acceptatie regels 1-3), maar zich toch ook weer niet moeite hoeft te getroosten om na te
leven (kosten naleven 1-2). Het percentage overtreders in deze groep is 31%.
De groep met een zelfde acceptatie van de regels, maar die meer kosten van naleven ervaart (kosten
naleven 3-5), overtreedt opmerkelijk genoeg minder, maar nog altijd meer dan gemiddeld voor de
populatie: 17% is hier in overtreding.
Bij meer acceptatie van de regels (acceptatie regels 4-5) is er nog minder overtreding: 12% van
deze groep is in overtreding.
Vervolgens zijn er twee groepen met een grotere neiging om de wet na te leven (trouw aan de wet 4-
5), waarbij de verwachting van een sanctie bij eventuele ontdekking van een overtreding nog een duidelijk
verschil maakt.
Wie denkt dat die kans (redelijk) groot is (kans op sanctie 4-5) overtreedt opmerkelijk genoeg in
grotere getale. Het percentage overtreders is hier 16.
Wanneer die kans op een sanctie lager wordt geschat (kans op sanctie 1-3), blijft het aantal overtreders
beperkt: 2%.
54

Wanneer de kans op ontdekking van een overtreding (betrekkelijk) hoog wordt geacht (detectiekans
3-5), spelen verder geen andere T11-variabelen meer een rol.
De groep met deze visie telt met 5% een beperkt aantal overtreders in haar midden.
Tabel 31 Passend werk afgewezen: samenhangen met T11-variabelen (n = 1643, overtreding 12%)
Groepen onderscheiden op basis van T11-variabelen % overtreders N
Trouw a/d wet 1-3
Acceptatie regels 1-3
55
Kosten naleven 1-2 31 143
Kosten naleven 3-5 17 212
Detectiekans 1-2 Acceptatie regels 4-5 12 355
Trouw a/d wet 4-5
Kans op sanctie 4-5 16 280
Kans op sanctie 1-3 2 176
Detectiekans 3-5 5 478
Weinig solliciteren
Tabel 32 geeft de samenhangen weer tussen T11-variabelen en het langere tijd bewust weinig of in het
geheel niet solliciteren. Op basis van het verwachte voordeel van overtreding zijn twee groepen te
onderscheiden.
De groep die geen voordeel ziet in overtreding (baten overtreden 1-2), overtreedt minder dan de
gehele groep WW-ers gemiddeld, te weten 17%.
Van de groep die wel (mogelijk enig tot veel) voordeel ziet in overtreding (baten overtreden 3-5),
overtreedt bijna eenderde (30%).
Tabel 32 Bewust weinig gesolliciteerd: samenhangen met T11-variabelen (n = 1643, overtreding
25%)
Groepen onderscheiden op basis van T11-variabelen % overtreders N
Baten overtreden 3-5 30 935
Baten overtreden 1-2 17 708
Dagopleiding volgen zonder toestemming
Ten aanzien van het volgen van een dagopleiding zonder toestemming van de uitkeringsinstantie zijn
op grond van T11-variabelen geen deelgroepen te onderscheiden.

Onbetaald (vrijwilligers)werk
Tabel 15 geeft de samenhangen weer tussen T11-variabelen en het doen van vrijwilligerswerk zonder
de uitkeringsinstantie daarvan op de hoogte te stellen.
Op grond van het verwachte voordeel van overtreden zijn twee groepen te onderscheiden.
De groep die (duidelijk) voordeel ziet in overtreding (baten overtreden 4-5) bestaat voor ongeveer
eenderde uit overtreders (35%),
terwijl de groep die (vrijwel) geen voordeel verwacht of daar over twijfelt (baten overtreden 1-3)
ongeveer een kwart overtreders (24%) bevat.
Tabel 33 Vrijwilligerswerk zonder toestemming uitkeringsinstantie: samenhangen met T11-variabelen
(n = 1643, overtreding 27%)
Groepen onderscheiden op basis van T11-variabelen % overtreders N
Baten overtreden 4-5 35 516
Baten overtreden 1-3 24 1127
Boete of korting
Voor het beboet of gekort zijn, kunnen met de T11-variabele ‘kennis van de regels’, kans op een sanctie
en informele sanctie vier groepen worden onderscheiden (Tabel 34):
In de eerste plaats is er een groep met (vrijwel) geen kennis van de regels (kennis van de regels 1-
2) waarvan bijna de helft in het afgelopen jaar een boete of korting op de uitkering heeft gehad.
Vervolgens zijn er drie groepen met wel enige tot goede kennis van de regels (kennis van de regels 3-
5) die gemiddeld genomen minder boeten en kortingen hebben ondergaan, echter met nog aanzienlijke
verschillen. Twee groepen, die de kans op een sanctie bij constatering van een overtreding hoog achten
(sanctiekans 4-5), tellen niettemin nog betrekkelijk veel uitkeringsgerechtigden met een boete of
korting.
Een van die twee groepen bekommert zich niet of nauwelijks om de reactie op overtreding van
haar omgeving (informele sanctie 1-2). Deze groep bevat nog ruim eenderde uitkeringsgerechtigden
die in het afgelopen jaar zijn beboet of gekort (37%).
De tweede groep die zich wel druk maakt over de reactie van de omgeving (informele sanctie 3-5)
telt minder dan gemiddeld uitkeringsgerechtigden met een boete of korting: 15%.
Het laagste percentage met een boete of korting, zijnde 8%, is opmerkelijk genoeg te vinden binnen
de groep die de kans op een sanctie nauwelijks reëel acht (sanctiekans 1-3).
56

Tabel 34 boete of korting gehad: samenhangen met T11-variabelen (n = 784, boete of korting 21%)
Groepen onderscheiden op basis van T11-variabelen % overtreders N
Kennis van de regels 1-2 46 90
Kennis van de regels 3-5
Sanctiekans 4-5
6.3 Overtrederprofielen met achtergrondkenmerken
57
Informele sanctie 1-2 37 149
Informele sanctie 3-5 15 301
Sanctiekans 1-3 8 244
Bij de analyse van achtergrondkenmerken beperken wij ons tot kenmerken die bij de uitkeringsinstantie
bekend (kunnen) zijn. Dat betekent dat in tegenstelling tot de T11-variabelen alleen wordt gekeken
naar betrekkelijk objectieve kenmerken en niet naar meningen of houdingen van de uitkeringsgerechtigden.
Met deze kenmerken zijn profielen te maken van de groepen die eerder geneigd zijn om na te
leven of te overtreden.
Overtreding regels mbt rapporteren inkomen uit arbeid
Klusjes voor een vergoeding
Tabel 35 is een overzicht van samenhangen van diverse achtergrondkenmerken met het doen van kleinere
klusjes voor of via vrienden en bekenden voor een geldelijke vergoeding, zonder dat aan de uitkeringsinstantie
door te geven. Op basis van geslacht, opleiding en het soort dienstverband van de laatste
baan voor de uitkering zijn vijf groepen overtreders te onderscheiden.
Er is een belangrijk onderscheid te maken tussen mannen en vrouwen, waarbij mannen gemiddeld
genomen meer overtreden dan vrouwen. Het percentage overtreding wordt echter verder gedifferentieerd
door de genoten opleiding en het soort dienstverband in de laatste baan voor de uitkering.
Mannen zonder enige afgeronde opleiding, met een middelbare beroepsopleiding of een universitaire
opleiding die bovendien in ‘lossere’ dienstverbanden hebben gewerkt (uitzendwerk, seizoensarbeid
of als oproepkracht) of met een tijdelijk contract of in een proeftijd, overtreden het meest:
37% van deze groep is in overtreding.
Dezelfde groep met een vaste baan vóór de uitkering overtreedt al duidelijk minder en bevat 26%
overtreders.
Mannen met alleen lagere school, met een lagere beroepsopleiding, een voortgezette opleiding of
een hogere beroepsopleiding vormen wat betreft het doen van beperkte klusjes naast de WWuitkering
de gemiddelde groep. Het percentage overtreders is juist gelijk aan het percentage overtreders
in de gehele groep WW-ers (19%).
Bij vrouwen ligt het verband met opleiding net iets anders.
Vrouwen met de laagste opleiding (geen opleiding afgerond, of alleen lagere school) en vrouwen
met de hoogste opleiding (hbo, universiteit) overtreden het meest: 23% is in overtreding.
De groep vrouwen met een voortgezette opleiding bevat met 8% overtreders, minder dan het gemiddelde
aantal overtreders.

Tabel 35 Klusjes voor vrienden of bekenden voor geldelijke vergoeding: samenhangen met achtergrondvariabelen
(n = 1641, overtreding 19%)
Mannen
Vrouwen
Wo, mbo, geen opleiding afgerond
Deelgroepen % overtreders N
Losse dienstverbanden, op proef of tijdelijk
contract
37 160
Vaste baan 26 236
Lo, lbo, mavo, havo, vwo, hbo 19 563
Geen opleiding afgerond, lo, hbo, wo 23 179
58
Lbo, mavo, havo, vwo, mbo 8 503
Zwart werk
Tabel 36 bevat een overzicht van samenhangen van achtergrondkenmerken met het doen van zwart
werk. Met vier kenmerken, leeftijd, functie in laatste baan, de samenstelling van en de positie in het
huishouden, zijn zes deelgroepen te onderscheiden.
Een belangrijk verschil is te maken tussen het jongere deel van de WW-ers tot 52 jaar en de ouderen
boven de 52 jaar (tot 65).
De oudere groep kent een percentage overtreders beneden het gemiddelde voor de populatie, te
weten 5%.
De jongeren overtreden meer.
Het hoogste percentage overtreders is te vinden onder de hogere employés en de handarbeiders tot
52 jaar. Deze groep bevat ruim een kwart overtreders (27%).
Degenen die een kantoorbaan op lager of middelbaar niveau hebben gehad, overtreden minder. Er zijn
daarbij nog vier deelgroepen te onderscheiden.
Voor de deelgroep met kinderen thuis is het percentage overtreders 15%, nog altijd iets bovengemiddeld.
Ook voor wie geen kinderen thuis heeft en hoofdkostwinner is, is het percentage overtreders nog
altijd betrekkelijk hoog: 18%.
De geringere percentages overtreders zijn te vinden binnen de groep die geen hoofdkostwinner is.
Opnieuw maakt de leeftijd verschil:
De ouderen (boven de 27 jaar) overtreden nog in beperktere mate. De groep bevat 7% overtreders.
De jongeren (dan 27 jaar) overtreden niet.

Tabel 36 Zwart gewerkt: samenhangen met achtergrondvariabelen (n = 1641, overtreding 12%)
Deelgroepen % overtreders N
Hoger employé, (on)geschoolde handarbeider 27 285
Kinderen thuis 15 449
Jonger dan 52 Middelbaar + lage- Geen kinderen Hoofdkostwinner 18 83
re employé
thuis Geen hoofdkost- Ouder dan 27 7 212
winner Jonger dan 27 0 93
Ouder dan 52 5 519
Regelovertreding met betrekking tot de medewerkingsverplichtingen
Langer dan 4 weken op vakantie zonder toestemming
Op basis van leeftijd zijn ten aanzien van het langer dan vier weken op vakantie gaan zonder toestemming
van de uitkeringsinstantie twee groepen te onderscheiden (Tabel 37).
De overtreding komt het meest voor onder de groep ouder dan 60 jaar: 17% daarvan is in overtreding.
Dit staat tegenover 1% overtreders binnen de groep jonger dan 60.
Tabel 37 Langere tijd op vakantie zonder toestemming: samenhangen met achtergrondvariabelen (n =
1643, overtreding 3%)
Deelgroepen % overtreders N
Ouder dan 60 17 149
Jonger dan 60 1 1494
59

Passend werk afwijzen
Tabel 20 laat zien welke kenmerken samengaan met het afwijzen van passende arbeid of het bewust er
voor zorgen dat men niet werd aangenomen bij het aanbod van een baan. Op grond van het aantal jaren
dat men voorafgaande aan de uitkering heeft gewerkt, de genoten opleiding, leeftijd en het jaar
waarin men nog heeft gewerkt, zijn zeven deelgroepen te onderscheiden.
Een belangrijk onderscheid is te maken op grond van het aantal jaren dat men voorafgaande aan de
uitkering heeft gewerkt, waarbij 17 jaar werkervaring een eerste duidelijke overgang markeert.
De betrekkelijk omvangrijke groep die het kortst heeft gewerkt (minder dan 17 jaar) bevat 18%
overtreders.
De groep die het langer heeft gewerkt is nog te onderscheiden in zes deelgroepen, waarvan er vijf tussen
de 17 en 33 jaar werkervaring hebben. Bij deze WW-ers spelen ook opleiding, leeftijd en het jaar
dat men voor het laatst heeft gewerkt nog een rol.
De beter opgeleiden (Hbo en wo) onder de 50 jaar hebben van alle WW-ers het hoogste percentage
overtreders: 24.
Het oudere deel van deze hoger opgeleide groep (ouder dan 50) kent al aanmerkelijk minder overtreders,
te weten 7%.
Degenen met minder dan een hogere beroeps- of wetenschappelijke opleiding zijn nog te onderscheiden
in vier deelgroepen.
In de eerste plaats de deelgroep die na 2000 niet meer heeft gewerkt en 9% overtreders bevat.
De groep die na 2000 nog wel heeft gewerkt, maar tussen de 17 en 33 jaar lang heeft gewerkt, valt nog
uiteen in twee groepen:
de groep met een middelbare opleiding (havo, vwo, mbo) bevat 10% overtreders;
de groep met minder opleiding (geen opleiding afgerond, alleen lagere school, lbo of mavo) overtreedt
niet.
Tot slot is er nog een groep die na 2000 nog heeft gewerkt, maar al meer dan 33 jaar werkervaring
heeft. Ook deze groep overtreedt niet.
60

Tabel 38 Passend werk geweigerd: samenhangen met achtergrondvariabelen (n = 1643, overtreding
12%)
Langer dan 17
jaar gewerkt
Deelgroepen % overtreders N
Korter dan 17 jaar gewerkt 18 735
Hbo, wo
Geen opleiding,
lo, lbo, mavo,
havo, vwo, mbo
Na 2000 nog
gewerkt
61
Jonger dan 50 24 92
Ouder dan 50 7 158
Tot 2000 gewerkt 9 222
Minder dan 33 jaar
gewerkt (langer dan 17)
Havo, vwo,
mbo
Geen opleiding,
lo, lbo,
mavo
10 153
0 120
Langer dan 33 jaar gewerkt 0 163
Weinig solliciteren
Tabel 39 geeft de samenhangen weer tussen verschillende achtergrondkenmerken en het langere tijd
bewust weinig of niet solliciteren. Op basis van drie variabelen zijn er vier deelgroepen te onderscheiden.
In de eerste plaats is een onderscheid te maken tussen mensen die alleen wonen en degenen die met
anderen wonen. De eerste groep overtreedt gemiddeld genomen meer. Het hoogste percentage overtreders
is te vinden bij het jongere deel van deze groep.
Onder de 39 jaar is het percentage overtreders 51.
Boven de 39 jaar is het precies 25%.
Bij degenen die met anderen samenwonen is een onderscheid te maken op basis van opleiding.
Degenen zonder een afgeronde opleiding, of met havo, vwo, hbo of wo kennen het grootste aandeel
overtreding. De groep bevat 27% overtreders.
De deelgroep met alleen lagere school, met lbo, mavo of mbo telt 20% overtreders.
Tabel 39 Langere tijd bewust weinig gesolliciteerd: samenhangen met achtergrondvariabelen
(n = 1643, overtreding 25%)
Woont alleen
Woont met anderen
Deelgroepen % overtreders N
Jonger dan 39 51 88
Ouder dan 39 25 139
Geen opleiding, havo, vwo, hbo, wo 27 511
Lo, lbo, mavo, mbo 20 905
Dagopleiding volgen zonder toestemming
Ten aanzien van het volgen van een dagopleiding zonder toestemming van de uitkeringsinstantie zijn
op grond van achtergrondkenmerken geen deelgroepen te onderscheiden.

Vrijwilligerswerk zonder toestemming
Tabel 40 laat zien welke groepen WW-ers vrijwilligerswerk hebben gedaan zonder daarvoor toestemming
te vragen van de uitkeringsinstantie.
Met de drie kenmerken, leeftijd, opleiding en geslacht zijn vier deelgroepen te onderscheiden. Gemiddeld
genomen overtreden de ouderen hier iets meer.
Niettemin komt het hoogste percentage overtreders voor in de groep jonger dan 45 die een wetenschappelijke
opleiding heeft afgerond, of alleen lagere school. Deze groep bevat 42% overtreders.
De jongeren zonder opleiding of met een voortgezette opleiding of een hogere beroepsopleiding,
(maar zonder universitaire opleiding) overtreden minder dan gemiddeld met 18% overtreders
Bij de ouderen zijn de mannen het meest in overtreding: 39% heeft (gemiddeld genomen over twee
enquêtes) in het afgelopen jaar vrijwilligerswerk gedaan zonder dat aan de uitkeringsinstantie te
melden.
De groep vrouwen boven de 45 jaar bevat een kwart overtreders.
Tabel 40 Vrijwilligerswerk zonder toestemming uitkeringsinstantie: samenhangen met achtergrondvariabelen
(n = 1643, overtreding 27%)
Jonger dan 45
Ouder dan 45
Deelgroepen % overtreders N
Lo, wo 42 90
Geen opleiding, lbo, mavo, havo, vwo, mbo, hbo 18 752
Mannen 39 522
Vrouwen 25 279
Boete of korting
Tabel 41 laat zien met welke kenmerken het krijgen van een boete of korting samengaat. Drie kenmerken
onderscheiden vier deelgroepen.
Een belangrijk onderscheid is te maken op grond van de vraag of de uitkeringsgerechtigde al dan niet
met kinderen woont, waarbij gemiddeld meer beboete of gekorte WW-ers zijn te vinden bij de groep
met kinderen thuis.
Het hoogste aandeel met boete of korting treffen we aan bij de deelgroep die in of vóór medio 2003
voor het laatst heeft gewerkt. 38% van deze groep heeft een boete of korting gehad in het afgelopen
jaar.
Een groep die recenter nog heeft gewerkt (na medio 2003) is voor een aanzienlijk kleiner deel beboet
of gekort. Het gaat hier om 17%.
62

Alleenstaanden of degenen die thuis geen kinderen hebben zijn nog te onderscheiden in twee groepen.
De groep die in lossere dienstverbanden (uitzendwerk, in proeftijd, tijdelijk contract) heeft gewerkt,
heeft betrekkelijk vaak een boete of korting gehad, te weten 23%.
Degenen die vanuit een vaste baan in de WW zijn beland, hebben voor een groter deel een boete of
korting gehad, namelijk 5%.
Tabel 41 Boete of korting gehad; samenhangen met achtergrondvariabelen (n = 784, overtreding
21%)
Deelgroepen % overtreders n
Kinderen thuis
(medio) 2003 of eerder laatst
gewerkt
38 214
Na (medio) 2003 nog gewerkt 17 122
Geen kinderen thuis of
alleenstaand
Lossere dienstverbanden (uitzend-, oproep-, seizoenswerk, op proef,
tijdelijk contract)
Vaste baan
23
5
203
245
63

Bijlage 3:
Omvang en achtergronden van regelovertreding in de ABW/WWB
In dit hoofdstuk bespreken we de resultaten voor de ABW/WWB. Na een bespreking van de vragen
aan de respondenten behandelen we de geschatte omvang van regelovertreding (paragraaf 2). Daarna
komen het Tafel van Elf risicoprofiel aan bod (paragraaf 3) en de kennis van ABW/WWB-ers over de
Wet Boeten, maatregelen, terug- en invordering sociale zekerheid, afgekort tot Wet BMTi (paragraaf
4). Tenslotte behandelen we de verbanden tussen regelovertreding enerzijds, en de dimensies van de
Tafel van Elf, de kennis van de Wet BMTi en enkele achtergrondkenmerken van ABW/WWB-ers
anderzijds (paragraaf 5).
1 Vraagstelling
Op 1 januari 2004 is de Wet Werk en Bijstand (WWB) in werking getreden ter vervanging van de
Algemene Bijstandswet (ABW) en een aantal wetten op het gebied van reïntegratie. Gemeenten worden
voor 100% gebudgetteerd voor de verlening van bijstand (I-deel) én om uitkeringsgerechtigden te
begeleiden naar een baan (W-deel). Gemeenten hebben onder de WWB een financieel belang om zoveel
mogelijk mensen aan het werk te helpen en fraude met uitkeringen te bestrijden. Verder is in de
wet onder meer vastgelegd dat alle bijstandsgerechtigden een algemene plicht hebben om werk te aanvaarden.
Het onderzoek is uitgevoerd in de zomer van 2004. De gestelde vragen hebben vaak betrekking op een
periode van een jaar voorafgaande aan het moment van enquêtering. Het onderzoek gaat daarom over
zowel de periode waarin de ABW nog van kracht was als over de eerste maanden van de WWB.
Daarom spreken we steeds over ABW/WWB en ABW/WWB-ers als het gaat om het meest recente
onderzoek.
Wie een ABW/WWB-uitkering ontvangt, dient zich aan een aantal regels en verplichtingen te houden.
In tegenstelling tot de WAO en de WW, is de ABW/WWB geen werknemersverzekering. De hoogte
van de uitkering is niet gerelateerd aan een eerder verdiend loon, maar is afhankelijk van onder meer
de overige inkomsten van de uitkeringsaanvrager. De maximale bijstandsuitkering bedraagt 100% van
het wettelijk minimumloon.
Naast de regels over het opgeven van inkomsten uit arbeid, geldt voor de ABW/WWB een aantal extra
informatieve verplichtingen en kunnen vergelijkbare medewerkingsverplichtingen gelden als in de
WW. ABW/WWB-ers hebben bijvoorbeeld ook de plicht om naar werk te zoeken. Uitkeringsgerechtigden
ouder dan 57½ jaar en verzorgers van kinderen jonger dan vijf jaar zijn niet van deze sollicitatieplicht
onder de WWB vrijgesteld.
In dit onderzoek zijn, om de respondentbelasting te beperken, niet alle verplichtingen bevraagd waaraan
ABW/WWB-ers dienen te voldoen.
64

Overtreding van de regels met betrekking tot het opgeven van inkomsten uit arbeid onderscheiden we
net als bij de andere twee wetten in twee vormen:
het niet opgeven aan de uitkeringsorganisatie van geldelijke vergoedingen uit kleine klusjes of
klusjes van beperkte omvang voor of via familie, vrienden en bekenden;
het niet opgeven aan de uitkeringsorganisatie van inkomsten uit zwart werk, dat wil zeggen betaalde
arbeid in het informele circuit waarover géén belasting en premies worden afgedragen (de zogenaamde
zwart-werkfraude).
De vraag die in 2000 en 2002 werd gesteld naar het hebben van een reguliere baan of uitzendwerk
naast de uitkering is komen te vervallen. Witte fraude is bij de vraagstelling in 2000 en 2002 beperkt
tot het hebben van een baan of uitzendwerk naast de uitkering, zonder dat de uitkeringsinstantie er van
op de hoogte is gebracht. De term “witte fraude” duidt niet zozeer op het gedrag van degene die overtreedt,
maar op de wijze waarop overtredingen van de inlichtingenplicht (opgave van inkomsten) door
de uitvoeringsinstanties wordt geconstateerd (door bestandsvergelijking, bijvoorbeeld met de Belastingdienst).
Om die reden is in 2004 geen vraag meer naar deze overtreding opgenomen.
Blijkens de enquêtes van 2000 en 2002 komt deze vorm van overtreding vrijwel niet meer voor. Ook
de algemene vraag naar regelovertreding die in voorgaande enquêtes is gesteld, is in de enquête van
2004 komen te vervallen. De uitkomsten van voorgaande jaren maakten duidelijk dat de respondenten
de vraag niet interpreteerden als een vraag naar de feitelijke overtredingen die zij hebben begaan. Bovendien
is het inmiddels mogelijk gebleken om overtreding (of naleving) van de regels in het algemeen
te bepalen op basis van de antwoorden op de afzonderlijke vragen.
Naast de overtredingen met betrekking tot het doorgeven van inkomsten uit arbeid zijn vragen gesteld
over overtreding van medewerkingsverplichtingen. Hiertoe behoren:
het afwijzen van passend werk;
het langere tijd bewust weinig solliciteren (voor mensen met een sollicitatieplicht).
Ook zijn vragen gesteld over overtredingen van de overige informatieve verplichtingen. Hiertoe worden
gerekend:
het verzwijgen van inkomsten naast de uitkering anders dan uit arbeid (bijvoorbeeld alimentatie,
studiebeurs, onderverhuur);
het verzwijgen van vermogen;
het verzwijgen van waardevolle bezittingen;
het geven van onjuiste of onvolledige inlichtingen over de woon- of leefsituatie.
De algemene vraag naar het overtreden van regels die in de eerdere onderzoeken was opgenomen is
komen te vervallen. De antwoorden op deze vraag bleken weinig te maken te hebben met de overtredingen
die respondenten in hun antwoorden op de vragen naar concrete handelingen toegaven. Bovendien
is het inmiddels mogelijk gebleken om overtreding (of naleving) van de regels in het algemeen te
bepalen op basis van de antwoorden op de afzonderlijke vragen (hierover wordt in een later stadium
separaat gerapporteerd).
65

De vragen naar de verschillende overtredingen zijn:
Doet u de laatste tijd, bijvoorbeeld het afgelopen jaar, wel eens voor of via vrienden en bekenden
kleinere klusjes of wat werk voor een kleinere of grotere vergoeding, zonder dat aan de uitkeringsinstantie
door te geven? (Het gaat om een geldelijke vergoeding.)
Heeft u in de afgelopen 12 maanden wel eens zwart werk gedaan naast uw bijstandsuitkering?
De letterlijke tekst van de vragen over overtreding van de medewerking- en overige informatieve verplichtingen
voor de ABW/WWB luidt als volgt:
Heeft u in de afgelopen 12 maanden wel eens 'passend' werk (een baan) afgewezen, of heeft u er
wel eens bewust voor gezorgd dat u niet werd aangenomen, terwijl u wel kans zou hebben gemaakt
om de baan te krijgen?
Heeft u in de afgelopen 12 maanden wel eens langere tijd bewust weinig gesolliciteerd?
Heeft u in de afgelopen 12 maanden inkomsten gehad naast uw uitkering die u niet heeft opgegeven,
bijvoorbeeld inkomsten uit alimentatie, een studiebeurs, onderverhuur, andere sociale uitkeringen,
giften, rente en dergelijke?
Heeft u of uw gezin spaarbankboekjes, spaarrekeningen, aandelen, andere waardepapieren, lijfrente,
een levensverzekering of een koopsompolis die u niet aan de uitkeringsinstantie heeft opgegeven?
Heeft u of uw gezin waardevolle bezittingen die u niet aan de uitkeringsinstantie heeft opgegeven
(eigen huis, auto, boot, caravan, motorfiets, onroerende zaken, bijvoorbeeld een vakantiehuis, stacaravan,
grond, ook in het buitenland, aandeel in een onverdeelde boedel bij echtscheiding, aandeel
in een onverdeelde erfenis, andere waardevolle bezittingen)?
Heeft u, sinds u uw uitkering heeft, aan de uitkeringsinstantie ooit onjuiste of onvolledige inlichtingen
gegeven over uw woonsituatie, gezinssamenstelling, burgerlijke staat, het zijn of hebben van
kostgangers of onderhuurders?
De in 2000 en 2002 gestelde vragen naar het bestraft zijn met een boete of korting zijn in 2004 samengevoegd
in één enkele vraag op grond van de gedachte dat uitkeringsgerechtigden de vorm en daarmee
de exacte naam van een sanctie vaak niet onderkennen of moeilijk onthouden. Dat komt o.a. omdat
zowel een opgelegde boete als een korting verrekend worden met een lopende uitkering. De vraag
luidt:
Heeft u in de afgelopen 12 maanden wel eens een boete of korting opgelegd gekregen door de
uitkeringsinstantie?
66

2 Geschatte omvang regelovertreding en sancties in de AWB/WWB
In 2004 zijn er in de ABW/WWB vier overtredingen die in een periode van 12 maanden door meer
dan 10% van de uitkeringsgerechtigden worden begaan (Tabel 42). Het zijn (in volgorde van Tabel
42):
het doen van kleinere klusjes voor een geldelijke vergoeding voor of via bekenden zonder dat door
te geven aan uitkeringsinstantie (28%);
zwart werk (13%);
passend werk afwijzen (12%);
bewust langere tijd niet of weinig solliciteren (43%).
Het verschil tussen klusjes voor een financiële vergoeding voor vrienden en bekenden en zwart werk
is in dit onderzoek niet scherp te maken. Hierdoor kan de ene bijstandsgerechtigde arbeid waarvoor
geld ontvangen is zonder dit aan de sociale dienst door te geven typeren als ‘zwart werken’, terwijl de
ander dezelfde situatie beschouwt als een ‘klein klusje tegen een geldelijke vergoeding’. De percentages
voor ‘zwart werk’ en ‘klusjes’ kunnen niet zonder meer bij elkaar worden opgeteld om zo te komen
tot één algemene maat voor overtreding van de regels voor het rapporteren van inkomen uit arbeid.
Die algemene maat is alleen te verkrijgen met aparte analyses (hierover wordt in appendix 4
gerapporteerd).
67

Tabel 42 Geschatte omvang van regelovertreding ABW, 2000 en 2002 en ABW/WWB, 2004, inclusief
sancties
2000 2002 2004
Regels met betrekking tot inkomsten uit arbeid (afgelopen jaar/ 12 maanden wel eens): % % %
- Kleinere klusjes gedaan voor geldelijke vergoeding voor of via bekenden zonder dat
door te geven aan uitkeringsinstantie
30 25 28
- Baan of uitzendwerk gehad naast de uitkering zonder door te geven 10 2 - * 1
- Zwart werk gedaan naast de uitkering 17 15 13
Regels met betrekking tot informatieve verplichtingen:
- Inkomsten gehad naast uitkering zonder op te geven (vb. alimentatie, studiebeurs,
giften, rente) (afgelopen 12 maanden wel eens)
- Heeft spaarrekeningen, aandelen, waardepapieren, lijfrente, levensverzekering, koopsompolis
niet doorgegeven
68
13 12 8
12 10 7
- Heeft waardevolle bezittingen niet doorgegeven 8 3 6
- Heeft ooit onjuist of onvolledige inlichtingen gegeven over woonsituatie, gezinssamenstelling,
burgerlijke staat
6 5 6
Regels met betrekking tot medewerkingsverplichtingen:
- De afgelopen 12 maanden wel eens passend werk afgewezen of er bewust voor gezorgd
om niet te worden aangenomen
20 18 12
- In de afgelopen 12 maanden wel eens langere tijd bewust weinig gesolliciteerd 49 40 43
Sancties (afgelopen 12 maanden wel eens):
- Boete of korting gehad 14
N.B.: De percentages in de tabel zijn niet optelbaar tot een algemene maat voor overtreding. Die algemene maat is alleen
te verkrijgen met aparte analyses (hierover wordt in appendix 4 gerapporteerd).
* = significant verschil op 5%-niveau
1 = verschil 2000 – 2002; 2 = verschil 2002 – 2004; 3 = verschil 2000 – 2004. Verschillen tussen de jaren 2002 en 2000
zijn mogelijk (deels) te verklaren door een verandering in Randomized response methode.
Het beeld van de overtredingen in de ABW/WWB is ten opzichte van 2002 niet (echt) veranderd. De
helft van de overtredingen is iets in belang afgenomen en de andere helft is tussen 2002 en 2004 iets in
belang toegenomen. De verschillen zijn echter niet significant. Iets toegenomen zijn:
het doen van kleinere klusjes: van 25% tot 28%;
het niet opgeven van waardevolle bezittingen: van 3% tot 6%;
het geven van onvolledige of onjuiste inlichtingen over de woonsituatie: van 5% tot 6%;
het langere tijd bewust niet of weinig solliciteren: van 40% tot 43%.
Iets in belang afgenomen zijn:
zwart werken: van 15% tot 13%;
het niet opgeven van extra inkomsten naast de uitkering die niet uit arbeid afkomstig zijn: van
12% tot 8%;

het niet of niet volledig opgeven van vermogen: van 10% tot 7%;
het afwijzen van passend werk: van 18% tot 12%.
Per saldo lijkt het niveau van overtreding in de ABW/WWB stabiel te zijn, met een lichte neiging tot
vermindering.
3 T11-risicoprofielen ABW/WWB
De T11-variabelen geven wij weer in een zogenaamd ‘risicoprofiel’ dat in één oogopslag duidelijk kan
maken of een regeling vanuit een oogpunt van handhaving van de regels ‘veilig’ is te noemen, dat wil
zeggen dat de opvattingen van de doelgroep over het algemeen bijdragen aan naleving van de regels,
of wel ‘kwetsbaar’, dat wil zeggen dat deze opvattingen eerder zullen samengaan met overtreding dan
met naleving van de regels. Het risicoprofiel is verdeeld in drie delen. Het bovenste deel is het ‘veilige’
gebied. De verwachting is dat de T11-variabelen die in dat gebied liggen eerder bijdragen tot meer
naleving van de regels. Het onderste gedeelte is het ‘kwetsbare’ gebied. Er wordt verondersteld dat de
T11-variabelen in dat gebied eerder samengaan met overtreding. Het middengebied is neutraal en een
ligging in dat gebied geeft op zichzelf niet aan of er eerder sprake zal zijn van naleving of overtreding
van de regels.
Ook in 2004 geeft de ABW/WWB (net als in 2000 en 2002 de ABW) géén ‘kwetsbare’ dimensie te
zien (Figuur 3). De laag ingeschatte kans dat een overtreding ontdekt wordt (detectiekans, T8) en de
eveneens laag ingeschatte kans dat de uitkeringsinstantie bij de uitkeringsgerechtigden komt controleren
(kans op een fysieke controle, T7b) zijn het minst ‘veilig’ te noemen. Deze dimensies naderen het
‘kwetsbare’ gebied het dichtst.
De veilige dimensies voor de ABW/WWB zijn naast kennis van de regels een aantal kenmerken van
controle en sancties. De veilige dimensies zijn:
een voldoende geachte kennis van de regels (T1a);
een betrekkelijk hoog ingeschatte kans op een administratieve controle (T7a);
de betrekkelijk hoog ingeschatte kans op een sanctie bij het constateren van een overtreding (T10);
de als betrekkelijk ernstig ingeschatte gevolgen van een sanctie bij ontdekking van een overtreding
(T11).
De overige dimensies behoren tot het ‘middengebied’. Het zijn:
de duidelijkheid van de regels (T1b);
de kosten van naleven (T2a);
de baten van overtreden (T2b);
de acceptatie van de regels (T3);
de trouw aan de wet (T4);
de verwachte reactie van de eigen omgeving op overtreding (informele sanctie T5);
de zorg om het melden van overtreding door iemand in de omgeving (informele controle T6);
de kans op een persoonlijke controle (kans op fysieke controle, T7b);
de verwachte selectiviteit of trefzekerheid van controle (selectiviteit controle, T9).
De acceptatie van de regels nadert het veilige gebied zeer dicht.
69

In vergelijking met de jaren 2000 en 2002 laat Figuur 3 een aantal verschuivingen van het profiel zien.
Tussen de metingen van 2000 en 2002 waren er géén significante verschillen te constateren. Nu verschillen
acht items significant ten opzichte van het jaar 2000 en vier items significant ten opzichte van
de resultaten voor 2002.
De volgende items zijn tussen 2002 en 2004 minder ‘veilig’ geworden:
de kennis van de regels (T1a);
de duidelijkheid van de regels (T1b);
de kosten van naleven (T2a).
Eén sanctiedimensie is juist ‘veiliger’ geworden. Het is:
de inschatting van de kans dat het constateren van een overtreding gevolgd wordt door een straf
(T10, sanctiekans).
Ten opzichte van het jaar 2000 blijken in 2004 de volgende items minder ‘veilig’:
kennis van de regels (T1a);
duidelijkheid van de regels (T1b);
kosten van naleven (T2a);
acceptatie van de regels (T3);
de informele meldingskans (T6).
Drie handhavingsitems (twee controledimensies en een sanctiedimensie) zijn echter juist veiliger geworden.
Het zijn:
de verwachte kans op een administratieve controle (T7a);
de verwachte kans op een fysieke controle (T7b);
de inschatting van de kans dat het constateren van een overtreding gevolgd wordt door een straf
(T10, sanctiekans).
Het gevolg is dat het profiel aan de linkerkant iets naar beneden verschuift, verder richting het kwetsbare
gebied. Dat betekent dat vooral de kennisdimensie en de dimensie van spontane naleving van de
T11 voor de ABW/WWB minder ‘veilig’ worden en de handhavingsdimensie eerder iets ‘veiliger’.
Hoewel er sprake is van significante verschillen, blijven ze nog erg klein, dat wil zeggen maximaal
enige tienden van punten op een vijfpuntsschaal.
70

Figuur 3 T11-risicoprofiel ABW 2000 en 2002 en ABW/WWB 2004 (gebaseerd op gemiddelde scores
op T11-vragen)
T1a: kennis regels
T1b: duidelijkheid regels
T2a: kosten naleven
T2b: baten overtreden
T3: accceptatie van de regels
T4: wetgetrouwheid
T5: informele sanctie
T6: informele meldingskans
T7b: kans op fysieke controle
T7a: kans op administratieve controle
71
veilig
middengebied
kwetsbaar
T8: detectiekans
2000
2002
2004
T9: selectiviteit controle
T10: sanctiekans
T11: sanctie-ernst

4 Ervaring met en kennis van de Wet BMTi onder ABW/WWB-ers
Kennis van de mogelijke sancties en ervaring met sancties kunnen van belang zijn voor overtreding
van de regels. Daarom zijn er ook vragen gesteld over de ervaringen van uitkeringsgerechtigden met
de Wet Boeten, maatregelen, terug- en invordering sociale zekerheid (Wet BMTi) en hun kennis van
het boetedeel van de wet. Naar kennis over het maatregelenbeleid is niet gevraagd, omdat deze kennis
niet met een paar vragen is te toetsen.
Onder de WWB is de Wet BMTi niet meer van toepassing. Gemeenten moeten vanaf 1-1-2005 beschikken
over een fraudeverordening, waarin ook het sanctieregime een plaats heeft. Onder de WWB
kan uitsluitend nog een verlaging als sanctie worden opgelegd. Omdat de enquête heeft plaatsgevonden
in de overgangsperiode voor het sanctieregime voor de ABW/WWB, gaan we er van uit dat de
komst van de WWB niet (overal meteen) heeft geleid tot het loslaten van de boeteregelingen op basis
van de Wet BMT door de gemeenten en dat de gemeentelijke handhavingverordening in veel gevallen
nog moest worden gemaakt. Daarom zijn ditmaal nog vragen gesteld met betrekking tot de Wet BMTi.
Uit het onderzoek blijkt dat 14% van de ABW/WWB-ers het afgelopen jaar wel eens een boete of
korting heeft gekregen. 11
De gestelde norm voor kennis van de Wet BMTi geeft voor de ABW/WWB het volgende resultaat (zie
Tabel 43). 12
11
De twee afzonderlijke vragen die in 2000 en 2002 werden gesteld naar het beboet of gekort zijn, zijn in 2004 vervangen
door één vraag naar het beboet en/ of gekort zijn. De uitkomsten van 2004 zijn daarom niet te vergelijken met die van eerdere
jaren.
12
In afwijking van de normen gebruikt in 2002 zijn in dit rapport ook de antwoorden ‘hangt helemaal af van het ten onrechte
ontvangen bedrag’ en ‘andere’ gekwalificeerd als het ontbreken van kennis oftewel ‘weet niet’. Dit resulteert in de volgende
normen:
Correct antwoord: ‘Terugbetalen plus een boete’.
Redelijke kennis: ‘terugbetalen plus een waarschuwing’, of ‘terugbetalen plus een korting op de uitkering’.
Onderschatting: ‘geen straf, maar een waarschuwing’ of ‘terugbetalen van het ten onrechte ontvangen bedrag’.
Overschatting: ‘terugbetalen plus stopzetten van de uitkering’ en ‘terugbetalen plus gevangenisstraf’
Geen kennis (‘weet niet’): ‘hangt helemaal af van het ten onrechte ontvangen bedrag\ de ernst van de overtreding’, ‘andere’
en ‘weet niet’.
72

Tabel 43 Kennis van de Wet BMTi bij onjuiste of onvolledige inlichtingen, ABW 2002 (n = 761) en
ABW/WWB, 2004 (n = 864)
73
2002 2004
Kennis sancties Wet BMTi bij overtreding inlichtingenplicht: Onderschatting 18% 14%
Redelijke kennis 26% 25%
Correct antwoord 19% 13%
Overschatting 7% 16%
Weet niet 30% 32%
Totaal: 100% 100%
Iets meer dan 10% van de ABW/WWB-ers is goed op de hoogte van de sancties krachtens de Wet
BMTi voor overtreding van de inlichtingenplicht, terwijl ruim een kwart over een redelijke kennis
beschikt. De kennis van het sanctiebeleid van de Wet BMTi is onder ABW/WWB-ers in vergelijking
met 2002 afgenomen en wel in die zin dat de sancties over het algemeen zwaarder worden geacht dan
ze zijn. Het aantal ABW/WWB-ers dat de sancties onderschat of een correcte inschatting weet te maken
is afgenomen en het aantal dat de sancties overschat is toegenomen. Mogelijk is deze verschuiving
toe te schrijven aan de invoering van de WWB en gemeentelijke handhavingverordeningen. In het
onderzoek is geen informatie opgenomen waarmee deze hypothese is te onderzoeken.
Tabel 44 geeft de antwoorden weer op de vraag naar de hoogte van de boete. Het juiste antwoord is
10% van het ten onrechte ontvangen bedrag. Iets meer dan een vijfde van de degenen die terecht het
antwoord ‘terugbetalen plus een boete’ heeft gekozen, beantwoordt ook deze vraag juist. Dat betekent
dat 3,5% van de ABW/WWB-ers volledig op de hoogte is van de sanctie krachtens de Wet BMTi bij
overtreding van de inlichtingenplicht.

Tabel 44 Schatting hoogte boete voor onjuiste of onvolledige inlichtingen, ABW/WWB (n=141)
Geschatte hoogte boete in % van het ten onrechte uitgekeerde
bedrag:
74
1 onderschatting (boete = 5%)
2002 2004
13% 12%
2 antwoord juist (boete = 10%) 19% 22%
3 overschatting (boete >10%) 40% 33%
4 weet niet 28% 33%
Totaal: 100% 100%
De vraag of men heeft bemerkt dat de sancties zwaarder zijn geworden is dit jaar niet meer gesteld. De
wijzigingen in het sanctierégime liggen al te ver in het verleden.
5 Achtergronden van overtreding (univariaat)
In het navolgende onderdeel rapporteren we de resultaten van de analyses van verbanden tussen overtreding
en ander variabelen. Deze analyses zijn uitgevoerd met logistische regressiemodellen. Daarbij
zijn de steekproeven van twee metingen, 2002 en 2004, samengenomen. De verschillen in percentages
overtreding tussen beide metingen zijn niet groot. Er zijn daarom relaties gelegd tussen enerzijds de
onafhankelijke variabelen en anderzijds de gemiddelde percentages overtreding over de twee laatste
metingen.
De afhankelijke variabelen zijn de Randomized response vragen naar de verschillende overtredingen.
Om de achtergronden van deze overtreding te onderzoeken maken we gebruik van de meningen van
de respondenten over handhaving, overtreding en straf die (onder meer) met de T11 worden bevraagd
en van een aantal algemene kenmerken van respondenten. Het betreft demografische kenmerken zoals
geslacht en leeftijd, kenmerken van het huishouden bijvoorbeeld het aantal personen in het huishouden,
de relatie tot degenen waarmee men samenwoont (partner/ echtgenoot, kinderen, ouders, broers,
zussen, anderen), kenmerken van het inkomen en de inkomensverwerving, de uitkeringssituatie zoals
de uitkeringsduur, kenmerken van de arbeidsmarktpositie zoals niveau en aard van de opleiding die
men heeft genoten, de maatschappelijke functie die men heeft bekleed, het soort dienstverband van de
baan voorafgaande aan de uitkering, etc. Het zijn allemaal ‘objectieve’ kenmerken die in principe bij
de uitkeringsinstanties bekend kunnen zijn.
Het doel van de analyse is het opsporen van verbanden die het mogelijk maken de opsporing van overtreding
en de handhaving van de regels te verbeteren. De presentatie heeft het karakter van een opsomming
van (mogelijk) relevante verbanden. We geven met onze analyse van de achtergronden geen
verklaring van het verschijnsel naleving of overtreding van de regels van de sociale zekerheid.
Het ontbreken van een verklarend perspectief maakt het moeilijk om relevante van minder relevante
verbanden te onderscheiden en om de verschillende verbanden met elkaar te verbinden tot een lopend
verhaal.

5.1 Leeswijzer tabellen samenhangen met overtredingen
Hieronder volgt een toelichting op de tabellen die samenhangen van diverse variabelen met overtredingen
weergeven.
De tabellen geven per overtreding (de ‘afhankelijke’ variabele) de samenhangen met andere variabelen
(de ‘onafhankelijke’ variabelen) weer. We presenteren de samenhangen in de tabellen in twee delen:
een eerste deel voor samenhang tussen de overtreding enerzijds en anderzijds variabelen die twee
waarden kunnen aannemen, zoals ‘ja’ en ‘nee’, respectievelijk ‘kenmerk aanwezig’ of ‘kenmerk
niet aanwezig’ (de zogenaamde ‘tweewaardige’ of ‘dichotome’ onafhankelijke variabelen);
een tweede deel voor samenhang tussen de overtreding enerzijds en anderzijds kwantitatieve variabelen
zoals leeftijd en de T11-variabelen.
De twee delen van de tabel zijn vaak nog verder onderverdeeld voor verschillende soorten variabelen,
onder meer: algemene kenmerken van de uitkeringsgerechtigden, de T11-variabelen en andere meningen
over handhaving.
In het eerste deel van de tabellen vermelden we het percentage overtreders van twee groepen, namelijk
de groep die wel het kenmerk heeft dat met de (tweewaardige) variabele wordt aangeduid (bijvoorbeeld
een partner als medebewoner = ‘ja’) versus de groep die dat kenmerk niet heeft (= ‘nee’, de
groep die met andere mensen samenwoont, bijvoorbeeld ouders, broers of zussen, kinderen). Voor
beide groepen wordt ook het aantal personen in de steekproef (N) vermeld.
We hebben alleen gekeken naar verbanden die significant zijn op 5% niveau, omdat de steekproef van
twee metingen tezamen hier voldoende groot voor is. Bij het hanteren van een lager significantieniveau
van 10% bestaat het gevaar dat veel minder relevante verschillen gerapporteerd dienen te worden.
Soms zijn er significante verbanden gevonden met een kenmerk van een zeer kleine groep. Verbanden
die zijn gebaseerd op een groep die in de steekproef door minder dan ca. 5% respondenten is vertegenwoordigd,
vermelden wij niet. In het geval van afhankelijke variabelen die in beide metingen
voorkomen komt dat neer op ca. 75 respondenten. Voor de variabelen die alleen nog in 2004 zijn opgenomen,
bijvoorbeeld de bedrijfstak van de laatste baan of de sector van de genoten opleiding gaat
het om ca. 50 respondenten.
De aantallen voor de twee groepen die worden gecontrasteerd, tellen overigens vaak niet op tot het
aantal respondenten in de gehele steekproef, omdat het regelmatig gaat om deelgroepen. Bijvoorbeeld
de groep met een partner als medebewoner wordt alleen vergeleken met de groep die met anderen
samenwoont en niet met alleenstaanden. De aantallen in de tabel tellen daarom in dit voorbeeld op tot
het aantal respondenten dat met iemand samenwoont en omvatten niet de alleenstaanden.
In het tweede deel van de tabellen (voor de kwantitatieve variabelen) laten we ook het verschil zien
tussen twee groepen respondenten, namelijk een groep die bovengemiddeld scoort op de onafhankelijke
variabele (de variabele waar de overtreding mee samenhangt) en een groep die benedengemiddeld
scoort op de onafhankelijke variabele. Als bovengemiddeld en benedengemiddeld scoren zijn de volgende
(enigszins willekeurige) waarden genomen op de onafhankelijke variabele: respectievelijk één
standaarddeviatie boven het gemiddelde van de onafhankelijke variabele en één standaarddeviatie
beneden het gemiddelde van de onafhankelijke variabele. Voor deze twee waarden is het percentage
overtreders berekend, deze twee percentages zijn vermeld in de tabel. In de laatste kolom van de tabellen
vermelden we het verschil tussen het percentage overtreders bij een standaarddeviatie onder het
gemiddelde en een er boven.
75

5.2 Overtreding regels mbt rapporteren inkomen uit arbeid
Het doen van klusjes
Gemiddeld genomen over de onderzoeken van 2002 en 2004 heeft een betrekkelijk grote groep
ABW/WWB-ers van 27% toegegeven in het afgelopen jaar wel eens een klusje te hebben gedaan voor
een bijverdienste. De volgende vraag is gesteld:
Doet u de laatste tijd, bijvoorbeeld het afgelopen jaar, wel eens voor of via vrienden en bekenden
kleinere klusjes of wat werk voor een kleinere of grotere vergoeding, zonder dat aan de uitkeringsinstantie
door te geven? (Het gaat om een geldelijke vergoeding.)
Het doen van klusjes hangt samen met een demografisch kenmerk, twee kenmerken van het inkomen
en drie kenmerken van de arbeidsmarktpositie van de ABW/WWB-er (Tabel 45).
Mannen in de ABW/WWB doen vaker een klusje voor een geldelijke vergoeding dan vrouwen.
Inkomsten uit arbeid naast de uitkering gaan juist gepaard met het (meer) doen van klusjes.
Hetzelfde geldt voor een hoger inkomen.
Het doen van klusjes komt minder voor onder ABW/WWB-ers die vóór de uitkering een vaste
baan hadden.
Een hogere opleiding gaat ook gepaard met het meer doen van klusjes.
Het doen van klusjes voor een geldelijke vergoeding zonder dat te melden aan de uitkeringsinstanties
komt minder voor onder ABW/WWB-ers die een opleiding hebben gevolgd in de sectorgezondheidszorg
en verzorging.
Het doen van klusjes komt daarentegen weer meer voor onder de ABW/WWB-ers die een opleiding
hebben gevolgd in de sectoren gedrag en maatschappij, taal en cultuur, of recht en openbare
orde.
Het doen van klusjes hangt verder samen met een groot aantal T11-variabelen, te weten met:
de duidelijkheid van de regels (T1b) en met de spontane nalevingdimensies;
kosten van naleven (T2a);
het (verwacht) voordeel van overtreding (T2b);
de acceptatie van de regels (T3);
trouw aan de wet (T4);
de ervaren sociale controle (T5 en T6).
Meer duidelijkheid, acceptatie, trouw aan de wet en sociale controle gaan gepaard met minder klusjes,
terwijl een groter (verwacht) voordeel of hogere kosten van naleven samengaan met een grotere kans
op het doen van klusjes.
Er zijn verder nog twee samenhangen met handhavingskenmerken:
de detectiekans (T8);
de selectiviteit van controles (T9).
Naarmate ABW/WWB-ers een grotere kans voorzien om bij overtreding tegen de lamp te lopen (T8)
of verwachten dat controles trefzekerder zijn (T9), doen ze minder klusjes voor een vergoeding.
Ook als men er van uitgaat dat de controles op zwart werk waterdicht zijn, wordt er minder geklust,
zonder dat aan de uitkeringsinstantie door te geven.
ABW/WWB-ers die sterker van mening zijn dat medewerkers van de sociale dienst geen oog hebben
voor hun persoonlijke situatie, zijn meer in overtreding.
76

Tabel 45 ‘Klusjes doen’ (n = 1477, overtreding 27%): variabelen die ermee samenhangen
Tweewaardige onafhankelijke Nee N Ja N Verschil
Algemene kenmerken:
Geslacht: Man 23% 842 31% 634 8%
Soort dienstverband: Vaste baan 33% 542 23% 775 - 10%
Inkomsten uit arbeid naast uitkering 23% 1121 34% 193 11%
Sector opleiding: Gezondheidszorg, verzorging 31% 526 20% 211 - 11%
Gedrag en maatschappij, taal en cultuur, recht en openbare orde 24% 552 39% 185 15%
Kwantitatieve onafhankelijke - 1 sd + 1 sd Verschil
Tafel van Elf:
Duidelijkheid regels (T1b) 31% 23% - 8%
Kosten naleven (T2a) 21% 33% 12%
Voordeel overtreding (T2b) 14% 38% 24%
Acceptatie regels (T3) 31% 22% - 9%
Trouw aan de wet (T4) 34% 19% - 15%
Informele sanctie (T5) 37% 19% - 18%
Informele meldingskans (T6) 32% 22% - 10%
Detectiekans (T8) 35% 18% - 17%
Selectiviteit van de controle (T9)
Andere meningen over handhaving:
32% 20% - 12%
Medewerkers sociale dienst geen oog voor persoonlijke situatie uitkeringsgerechtigde 23% 30% 7%
Controle zwart werk waterdicht
Algemene kenmerken:
33% 24% - 9%
Opleiding 23% 31% 8%
Hoogte netto inkomen 15% 55% 40%
N.B.1: het overtredingspercentage vermeld in de titel van de tabel is het gemiddelde percentage overtreding over de metingen
van 2002 en 2004, gewogen naar steekproefomvang.
N.B.2: de cellen onder ‘nee’ en ‘ja’ bij de ‘tweewaardige onafhankelijke variabele’ vermelden steeds het percentage overtreders
zonder, respectievelijk met het betreffende kenmerk. Bijvoorbeeld, de groep ‘inkomsten uit arbeid naast de uitkering,
nee’ betreft de groep zonder inkomsten uit arbeid naast de uitkering. De cellen onder –1 en +1 sd bij de ‘kwantitatieve onafhankelijke
variabele’ vermelden steeds het percentage overtreders bij – 1 standaarddeviatie, respectievelijk + 1 standaarddeviatie
van het gemiddelde van de onafhankelijke variabele.
77

Zwart werk
Over de onderzoeken van 2002 en 2004 gemiddeld genomen heeft 14% van de ABW/WWB-ers in een
periode van één jaar wel eens zwart gewerkt naast de uitkering. De vraag aan de respondenten was:
Heeft u in de afgelopen 12 maanden wel eens zwart werk gedaan naast uw ABW/WWBuitkering?
Zwart werk hangt samen met een kenmerk van het inkomen en met drie kenmerken van de arbeidsmarktpositie
(Tabel 46).
Het hebben van inkomsten uit arbeid naast de uitkering gaat samen met zwart werk;
Zwart werken komt verder meer voor binnen de groep die in het verleden (merendeels) in deeltijd
heeft gewerkt.
Hetzelfde geldt voor degenen die een opleiding in de sectoren gedrag en maatschappij, taal en
cultuur, recht en openbare orde hebben gevolg.
Ook is de kans op zwart werken groter onder ABW/WWB-ers die in de bedrijfstakken handel en
reparatie of transport en communicatie hebben gewerkt.
Verder zijn er samenhangen met kennis van en visies op handhaving:
Een redelijke kennis van sancties, dat wil zeggen het noemen van een sanctie die de werkelijke
sanctie krachtens de WBMTi voor het geven van onjuiste inlichtingen benadert (namelijk ‘terugbetalen
plus een waarschuwing’ of ‘terugbetaling plus een korting’), gaat gepaard met méér zwart
werk.
Hogere kosten van naleven (T2a)
en een groter (verwacht) voordeel van overtreden (T2b) gaan gepaard met meer zwart werken.
Meer trouw aan de wet (T4),
meer zorg om te worden verklikt (informele meldingskans, T6),
het hoger inschatten van de effectiviteit van controles in het algemeen (T8 en T9)
en op zwart werk in het bijzonder, gaan alle samen met minder zwart werk.
78

Tabel 46 Zwart werk (n = 1477, overtreding 14%): variabelen die ermee samenhangen
Tweewaardige onafhankelijke Nee N Ja N Verschil
Algemene kenmerken:
Inkomsten uit arbeid naast uitkering 9% 1121 30% 193 21%
Omvang banen: (merendeels) deeltijd 11% 924 20% 258 9%
Sector opleiding: Gedrag en maatschappij, taal en cultuur, recht en openbare orde 9% 552 17% 185 8%
Bedrijfstak laatste baan:
Kennis van sancties:
Handel&reparatie, transport&communicatie 8% 612 17% 112 9%
Redelijke kennis 10% 948 18% 371 8%
Kwantitatieve onafhankelijke - 1 sd + 1 sd
Tafel van Elf:
Kosten van naleven (T2a) 10% 18% 8%
Voordeel overtreding (T2b) 4% 24% 20%
Trouw aan de wet (T4) 19% 9% - 9%
Informele meldingskans (T6) 17% 11% - 6%
Detectiekans (T8) 21% 7% - 14%
Selectiviteit van de controle (T9)
Andere meningen over handhaving:
17% 10% - 7%
Controle zwart werk waterdicht 18% 11% - 7%
N.B.1: het overtredingspercentage vermeld in de titel van de tabel is het gemiddelde percentage overtreding over de metingen
van 2002 en 2004, gewogen naar steekproefomvang.
N.B.2: de cellen onder ‘nee’ en ‘ja’ bij de ‘tweewaardige onafhankelijke variabele’ vermelden steeds het percentage overtreders
zonder, respectievelijk met het betreffende kenmerk. Bijvoorbeeld, de groep ‘inkomsten uit arbeid naast de uitkering,
nee’ betreft de groep zonder inkomsten uit arbeid naast de uitkering. De cellen onder –1 en +1 sd bij de ‘kwantitatieve onafhankelijke
variabele’ vermelden steeds het percentage overtreders bij – 1 standaarddeviatie, respectievelijk + 1 standaarddeviatie
van het gemiddelde van de onafhankelijke variabele.
5.3 Regelovertreding met betrekking tot de medewerkingsverplichtingen
Passend werk aanvaarden
Over de twee enquêtes van 2002 en 2004 gemiddeld genomen heeft 13% van de ABW/WWB-ers in
een periode van een jaar wel eens passend werk afgewezen of er voor gezorgd dat zij niet werden aangenomen
voor een baan waar zij in principe in aanmerking kwamen.
De vraag naar de overtreding is:
Heeft u in de afgelopen 12 maanden wel eens 'passend' werk (een baan) afgewezen, of heeft u er
wel eens bewust voor gezorgd dat u niet werd aangenomen, terwijl u wel kans zou hebben gemaakt
om de baan te krijgen?
79

Het afwijzen van passend werk komt meer voor (Tabel 47):
onder degenen die meer opleiding hebben genoten;
onder degenen die een opleiding hebben genoten in de sectoren landbouw en natuurlijke omgeving,
natuurwetenschappen of techniek.
Verder speelt ook hier kennis van de sancties krachtens de Wet Boeten een rol: wie goed op de hoogte
is van de sancties, overtreedt meer.
Binnen het domein van de Tafel van Elf zijn er samenhangen met:
de kosten van naleven (T2a);
het voordeel van overtreding (T2b).
Het idee dat medewerkers van de sociale dienst alleen letten op de letter van de wet en de regeltjes
en onvoldoende oog hebben voor de persoonlijke omstandigheden en de problemen van de uitkeringsgerechtigde,
gaat samen met het vaker afwijzen van passend werk.
Tabel 47 Passend werk afgewezen (ABW/WWB-ers met sollicitatieplicht, n = 406, 13%), variabelen
die ermee samenhangen
Tweewaardige onafhankelijke Nee N Ja N Verschil
Algemene kenmerken:
Sector opleiding
Kennis van sancties:
Landbouw en natuur, natuurwetenschappen en techniek 8% 233 17% 88 9%
Correct antwoord 8% 306 19% 52 11%
Kwantitatieve onafhankelijke - 1 sd + 1 sd
Tafel van Elf:
Kosten van naleven (T2a) 6% 20% 14%
Voordeel overtreding (T2b)
Andere meningen over handhaving:
6% 22% 16%
Medewerkers sociale dienst geen oog voor persoonlijke situatie uitkeringsgerechtigde
Algemene kenmerken:
6% 22% 16%
Opleiding 4% 19% 15%
N.B.1: het overtredingspercentage vermeld in de titel van de tabel is het gemiddelde percentage overtreding over de metingen
van 2002 en 2004, gewogen naar steekproefomvang.
N.B.2: de cellen onder ‘nee’ en ‘ja’ bij de ‘tweewaardige onafhankelijke variabele’ vermelden steeds het percentage overtreders
zonder, respectievelijk met het betreffende kenmerk. Bijvoorbeeld, de groep ‘inkomsten uit arbeid naast de uitkering,
nee’ betreft de groep zonder inkomsten uit arbeid naast de uitkering. De cellen onder –1 en +1 sd bij de ‘kwantitatieve onafhankelijke
variabele’ vermelden steeds het percentage overtreders bij – 1 standaarddeviatie, respectievelijk + 1 standaarddeviatie
van het gemiddelde van de onafhankelijke variabele.
Naleven van de sollicitatieplicht
Volgens de twee onderzoeken in 2002 en 2004 heeft een aanzienlijke groep, van gemiddeld genomen
42% van de ABW/WWB-ers, in een periode van een jaar wel eens langere tijd bewust weinig gesolliciteerd.
80

De vraag naar deze overtreding is:
Heeft u in de afgelopen 12 maanden wel eens langere tijd bewust weinig gesolliciteerd?
Beter opgeleiden overtreden de regel vaker (Tabel 48).
Verder zijn er alleen verbanden met T11-variabelen. Verzuim van de sollicitatieplicht gaat samen met:
het onduidelijker vinden van de regels (T1b);
een groter (verwacht) voordeel van overtreden (T2b);
minder trouw aan de wet (T4);
het verwachten van een minder sterke reactie op overtreding van de eigen omgeving (informele
sanctie, T5);
een kleinere kans dat een overtreding wordt ontdekt (detectiekans, T8);
de verwachting van minder trefzekere controles (selectiviteit van controles, T9).
Tabel 48 Weinig solliciteren (ABW/WWB-ers met sollicitatieplicht, n = 406, 42%), variabelen die
ermee samenhangen
Kwantitatieve onafhankelijke - 1 sd + 1 sd Verschil
Tafel van Elf:
Duidelijkheid van de regels (T1b) 54% 30% - 24%
Voordeel overtreding (T2b) 32% 54% 22%
Trouw aan de wet (T4) 56% 29% - 27%
Informele sanctie (T5) 52% 34% - 18%
Detectiekans (T8) 58% 25% - 33%
Selectiviteit van controle (T9)
Algemene kenmerken:
50% 34% - 16%
Opleiding 30% 51% 21%
N.B.1: het overtredingspercentage vermeld in de titel van de tabel is het gemiddelde percentage overtreding over de metingen
van 2002 en 2004, gewogen naar steekproefomvang.
N.B.2: de cellen onder ‘nee’ en ‘ja’ bij de ‘tweewaardige onafhankelijke variabele’ vermelden steeds het percentage overtreders
zonder, respectievelijk met het betreffende kenmerk. Bijvoorbeeld, de groep ‘inkomsten uit arbeid naast de uitkering,
nee’ betreft de groep zonder inkomsten uit arbeid naast de uitkering. De cellen onder –1 en +1 sd bij de ‘kwantitatieve onafhankelijke
variabele’ vermelden steeds het percentage overtreders bij – 1 standaarddeviatie, respectievelijk + 1 standaarddeviatie
van het gemiddelde van de onafhankelijke variabele.
5.4 Overtreding van de regels met betrekking tot de informatieve verplichtingen
Extra inkomsten niet opgeven
Het niet opgeven van extra inkomsten naast de uitkering (anders dan uit arbeid) wordt gemiddeld genomen
over de enquêtes van 2002 en 2004 door 10% van de uitkeringsgerechtigden genoemd als een
overtreding waar aan zij zich in het afgelopen jaar schuldig hebben gemaakt.
De volgende vraag werd voorgelegd aan de respondenten in het onderzoek:
Heeft u in de afgelopen 12 maanden inkomsten gehad naast uw uitkering die u niet heeft opgegeven,
bijvoorbeeld inkomsten uit alimentatie, een studiebeurs, onderverhuur, andere sociale uitkeringen,
giften, rente en dergelijke?
81

Er zijn twee samenhangen met inkomensvariabelen (Tabel 49).
Het niet opgeven van extra inkomsten komt duidelijk meer voor onder ABW/WWB-ers die nog
inkomen uit arbeid verwerven naast de uitkering.
ABW/WWB-ers met een hoger inkomen verzwijgen (gemiddeld genomen) duidelijk vaker extra
inkomsten.
Binnen het domein van T11 zijn er samenhangen met:
de duidelijkheid van de regels (T1b);
het (verwachte) voordeel van overtreding (T2b);
de acceptatie van de regels (T3);
de verwachting dat de omgeving sterk zal reageren op overtreding (informele sanctie, T5);
de vrees bij overtreding te worden ontdekt (detectiekans, T8).
Alle verbanden zijn weer in de te verwachten richting.
Tabel 49 Extra inkomsten niet opgeven (n = 1477, 10%), variabelen die ermee samenhangen
Tweewaardige onafhankelijke Nee N Ja N Verschil
Algemene kenmerken:
Inkomsten uit arbeid naast uitkering 7% 1127 25% 193 18%
Kwantitatieve onafhankelijke
Tafel van Elf:
- 1 sd + 1 sd
Duidelijkheid regels (T1b) 13% 6% - 7%
Voordeel overtreding (T2b) 4% 18% 14%
Acceptatie van de regels (T3) 14% 6% - 8%
Informele sanctie (T5) 15% 8% - 7%
Detectiekans (T8)
Algemene kenmerken:
16% 6% - 10%
Hoogte netto inkomen 9% 49% 39%
N.B.1: het overtredingspercentage vermeld in de titel van de tabel is het gemiddelde percentage overtreding over de metingen
van 2002 en 2004, gewogen naar steekproefomvang.
N.B.2: de cellen onder ‘nee’ en ‘ja’ bij de ‘tweewaardige onafhankelijke variabele’ vermelden steeds het percentage overtreders
zonder, respectievelijk met het betreffende kenmerk. Bijvoorbeeld, de groep ‘inkomsten uit arbeid naast de uitkering,
nee’ betreft de groep zonder inkomsten uit arbeid naast de uitkering. De cellen onder –1 en +1 sd bij de ‘kwantitatieve onafhankelijke
variabele’ vermelden steeds het percentage overtreders bij – 1 standaarddeviatie, respectievelijk + 1 standaarddeviatie
van het gemiddelde van de onafhankelijke variabele.
Vermogen niet opgeven
Negen procent van de ABW/WWB-ers geeft gemiddeld genomen over de metingen van 2002 en 2004
(een deel van) zijn of haar vermogen niet aan de sociale dienst op. De vraag naar deze overtreding van
de informatieplichten is als volgt geformuleerd:
Heeft u of uw gezin spaarbankboekjes, spaarrekeningen, aandelen, andere waardepapieren, lijfrente,
een levensverzekering of een koopsompolis die u niet aan de uitkeringsinstantie heeft opgegeven?
82

Het correct opgeven van vermogen varieert met één demografisch kenmerk, twee inkomensvariabelen
en drie kenmerken van de arbeidsmarktpositie van de uitkeringsgerechtigde (Tabel 50). De inlichtingenplicht
inzake vermogen wordt (iets) meer overtreden naarmate:
ABW/WWB-ers ouder zijn;
een hoger inkomen genieten;
beter van hun inkomen kunnen rondkomen;
en tot slot, voorafgaande aan de uitkering langer hebben gewerkt;
verder overtreden (geschoolde en ongeschoolde) handarbeiders de regel in grotere getale dan degenen
die voor de uitkering kantoorwerk hebben gedaan;
hetzelfde geldt voor de ABW/WWB-ers die in het verleden vooral in deeltijd hebben gewerkt.
Ook hier zien we dat (redelijke tot accurate) kennis van de Wet BMTi gepaard gaat met méér overtreding.
Een groter deel van de groep die het juiste antwoord geeft op de vraag naar de sanctie krachtens
de Wet BMTi, voor overtreding van de inlichtingenplicht, verzuimt het om vermogen aan de uitkeringsinstantie
op te geven.
Van de T11-variabelen spelen verder alleen een rol:
het (verwachte) voordeel van overtreding (T2b);
de verklaarde trouw aan de wet (T4);
de verwachting dat een overtreding wordt ontdekt (detectiekans, T8).
Het idee dat medewerkers van de sociale dienst alleen letten op de letter van de wet en de regeltjes en
vaak onvoldoende begrip hebben voor de persoonlijke omstandigheden van de uitkeringsgerechtigde
gaat bij deze regel opmerkelijk genoeg gepaard met minder overtreding.
83

Tabel 50 Vermogen niet opgeven (n = 1477, 9%), variabelen die ermee samenhangen
Tweewaardige onafhankelijke Nee N Ja N Verschil
Algemene kenmerken:
Omvang banen: (merendeels) deeltijd 7% 925 16% 255 9%
Positie in laatste baan:
Kennis van sancties:
(on)geschoold handarbeider 7% 1038 17% 276 10%
Correct antwoord 7% 1084 19% 239 12%
Kwantitatieve onafhankelijke - 1 sd + 1 sd
Tafel van Elf:
Voordeel overtreding (T2b) 4% 14% 10%
Trouw aan de wet (T4) 13% 6% - 7%
Detectiekans (T8)
Andere meningen over handhaving:
12% 6% - 6%
Medewerkers sociale dienst geen oog voor persoonlijke situatie uitkeringsgerechtigde
Algemene kenmerken:
11% 6% - 5%
Leeftijd 5% 12% 7%
Aantal jaren gewerkt 6% 12% 6%
Hoogte netto inkomen 4% 12% 8%
Rondkomen met inkomen 6% 12% 6%
N.B.1: het overtredingspercentage vermeld in de titel van de tabel is het gemiddelde percentage overtreding over de metingen
van 2002 en 2004, gewogen naar steekproefomvang.
N.B.2: de cellen onder ‘nee’ en ‘ja’ bij de ‘tweewaardige onafhankelijke variabele’ vermelden steeds het percentage overtreders
zonder, respectievelijk met het betreffende kenmerk. Bijvoorbeeld, de groep ‘inkomsten uit arbeid naast de uitkering,
nee’ betreft de groep zonder inkomsten uit arbeid naast de uitkering. De cellen onder –1 en +1 sd bij de ‘kwantitatieve onafhankelijke
variabele’ vermelden steeds het percentage overtreders bij – 1 standaarddeviatie, respectievelijk + 1 standaarddeviatie
van het gemiddelde van de onafhankelijke variabele.
Waardevolle bezittingen opgeven
Het verzuim om waardevolle bezittingen op te geven aan de uitkeringsinstantie wordt over de metingen
van 2002 en 2004 gemiddeld genomen door 5% van de ABW/WWB-ers toegegeven (Tabel 51).
De vraag naar de overtreding is als volgt geformuleerd:
Heeft u of uw gezin waardevolle bezittingen die u niet aan de uitkeringsinstantie heeft opgegeven
(eigen huis, auto, boot, caravan, motorfiets, onroerende zaken, bijvoorbeeld een vakantiehuis, stacaravan,
grond, ook in het buitenland, aandeel in een onverdeelde boedel bij echtscheiding, aandeel
in een onverdeelde erfenis, andere waardevolle bezittingen)?
De overtreding komt (iets) meer voor:
naarmate men ouder is;
een hoger inkomen heeft;
beter met dat inkomen kan rondkomen.
Het niet opgeven van waardevolle bezittingen hangt verder alleen nog samen met het (verwachte)
voordeel van overtreding (T2b).
84

Tabel 51 Waardevolle bezittingen niet opgeven (n = 1477, 5%), variabelen die ermee samenhangen
Kwantitatieve onafhankelijke - 1 sd + 1 sd Verschil
Tafel van Elf:
Voordeel overtreding (T2b)
Algemene kenmerken:
0% 7% 7%
Leeftijd 2% 8% 6%
Hoogte netto inkomen 3% 7% 4%
Rondkomen met inkomen 2% 8% 6%
N.B.1: het overtredingspercentage vermeld in de titel van de tabel is het gemiddelde percentage overtreding over de metingen
van 2002 en 2004, gewogen naar steekproefomvang.
N.B.2: de cellen onder ‘nee’ en ‘ja’ bij de ‘tweewaardige onafhankelijke variabele’ vermelden steeds het percentage overtreders
zonder, respectievelijk met het betreffende kenmerk. Bijvoorbeeld, de groep ‘inkomsten uit arbeid naast de uitkering,
nee’ betreft de groep zonder inkomsten uit arbeid naast de uitkering. De cellen onder –1 en +1 sd bij de ‘kwantitatieve onafhankelijke
variabele’ vermelden steeds het percentage overtreders bij – 1 standaarddeviatie, respectievelijk + 1 standaarddeviatie
van het gemiddelde van de onafhankelijke variabele.
Het geven van inlichtingen over de woonsituatie of samenstelling van het huishouden
Volgens de onderzoeken van 2002 en 2004 heeft gemiddeld genomen 6% van de ABW/WWB-ers in
een periode van één jaar onvolledige of onjuiste inlichtingen aan de uitkeringsinstantie gegeven over
hun woonsituatie of de samenstelling van hun huishouden. Het betreft vooral de vraag of men samenwoont
met een partner of bijvoorbeeld betalende kostgangers of huurders heeft zonder dat op te geven.
De vraag naar de overtreding luidt:
Heeft u, sinds u uw uitkering heeft, aan de uitkeringsinstantie ooit onjuiste of onvolledige inlichtingen
gegeven over uw woonsituatie, gezinssamenstelling, burgerlijke staat, het zijn of hebben van
kostgangers of onderhuurders?
Het geven van onvolledige of onjuiste inlichtingen over de woonsituatie en samenstelling van het
huishouden hangt samen met de sector van de genoten opleiding, met kennis van het sanctierégime
van de Wet Boeten en maatregelen en met het verwachte voordeel van overtreding (Tabel 52).
Het niet correct rapporteren van de woonsituatie komt meer voor binnen de groep met een opleiding
in de sectoren ‘gedrag en maatschappij’, ‘taal en cultuur’, ‘recht en openbare orde’.
Een groter deel van de groep die goed op de hoogte is van de sanctie voor het geven van onjuist
inlichtingen, is in overtreding van de regel.
Verder is er een positief verband met het (verwachte) voordeel van overtreding (T2b). Een groter
(verwacht) voordeel gaat gepaard met meer overtreding.
85

Tabel 52 Woonsituatie of gezinssamenstelling niet juist opgeven (n = 1477, 6%), variabelen die ermee
samenhangen
Tweewaardige onafhankelijke Nee N Ja N Verschil
Algemene kenmerken:
Sector opleiding:
Kennis van sancties:
Gedrag en maatschappij, taal en cultuur, recht en openbare orde 4% 523 20% 176 16%
Correct antwoord 6% 1084 20% 239 14%
Kwantitatieve onafhankelijke - 1 sd + 1 sd
Tafel van Elf:
Voordeel overtreding (T2b) 3% 11% 8%
N.B.1: het overtredingspercentage vermeld in de titel van de tabel is het gemiddelde percentage overtreding over de metingen
van 2002 en 2004, gewogen naar steekproefomvang.
N.B.2: de cellen onder ‘nee’ en ‘ja’ bij de ‘tweewaardige onafhankelijke variabele’ vermelden steeds het percentage overtreders
zonder, respectievelijk met het betreffende kenmerk. Bijvoorbeeld, de groep ‘inkomsten uit arbeid naast de uitkering,
nee’ betreft de groep zonder inkomsten uit arbeid naast de uitkering. De cellen onder –1 en +1 sd bij de ‘kwantitatieve onafhankelijke
variabele’ vermelden steeds het percentage overtreders bij – 1 standaarddeviatie, respectievelijk + 1 standaarddeviatie
van het gemiddelde van de onafhankelijke variabele.
Ervaringen met boete of korting
Tabel 53 geeft een overzicht van variabelen die samenhangen met het krijgen van een boete of een
korting.
In de enquête van 2004 is de volgende vraag opgenomen:
Heeft u in de afgelopen 12 maanden wel eens een boete of korting opgelegd gekregen door de
uitkeringsinstantie?
Veertien procent van de ABW/WWB-ers heeft in een periode van een jaar wel eens een boete of korting
gehad.
Een hoger inkomen gaat gepaard met minder boetes (Tabel 53).
Verder is er een aantal samenhangen met de variabelen van de Tafel van Elf en met andere kenmerken
van handhaving.
Hogere kosten van naleven (T2a) en
een hoger (verwacht) voordeel van overtreding (T2b) gaan samen met meer overtreding.
Hetzelfde geldt voor wie zich minder trouw aan de wet verklaart (T4).
De verwachte kans op een fysieke controle (T7b) vertoont echter een verband dat het omgekeerde
is van het gewoonlijke. Degenen die een hogere kans op fysieke controle verwachten, hebben ook
vaker een boete of korting gehad.
Het idee dat medewerkers van de sociale dienst alleen letten op de letter van de wet en de regeltjes
en onvoldoende oog hebben voor de persoonlijke omstandigheden en de problemen van de uitkeringsgerechtigde,
gaat vaker gepaard met het beboet of gekort zijn.
De twee negatieve samenhangen met het beboet of gekort zijn, maar ook de laatst genoemde samenhang
laten duidelijker dan bij andere variabelen zien dat er voorzichtigheid is geboden bij de interpretatie
van oorzakelijke relaties. Het is op voorhand niet te zeggen welke factor in dit verband oorzaak of
gevolg is.
86

Als men minder vaak een boete heeft gehad, houdt men daardoor meer inkomen over en kan men het
gevoel hebben beter rond te komen. Het kan echter ook zo zijn dat mensen met een hoger inkomen, of
mensen die beter kunnen rondkomen, minder vaak een overtreding hebben begaan en daardoor minder
vaak een boete of korting hebben opgelegd gekregen. Het is mogelijk dat uitkeringsgerechtigden die
menen dat deze instantie alleen let op de regeltjes en onvoldoende oog heeft voor de persoonlijke omstandigheden
van uitkeringsgerechtigden, vaker de regels overtreden en daardoor vaker worden beboet
of gekort. Maar anderzijds kan het ook zo zijn, dat men juist door een boete of korting het idee krijgt
dat de uitkeringsinstantie alleen let op de regeltjes en onvoldoende oog heeft voor de persoonlijke
omstandigheden van de uitkeringsgerechtigde.
Het is het meest aannemelijk dat een boete of korting er toe leidt dat men de kans op (fysieke) controles
hoger gaat inschatten.
Tabel 53 Boete of korting gehad (n = 792, 14%), variabelen die ermee samenhangen
Kwantitatieve onafhankelijke - 1 sd + 1 sd Verschil
Tafel van Elf:
Kosten van naleven (T2a) 9% 18% 9%
Voordeel van overtreding (T2b) 5% 21% 16%
Trouw aan de wet (T4) 22% 5% - 17%
Kans op fysieke controle (T7b)
Andere meningen over handhaving:
7% 20% 13%
Medewerkers sociale dienst geen oog voor persoonlijke situatie uitkeringsgerechtigde
Algemene kenmerken:
6% 20% 14%
Hoogte totaal netto inkomen 19% 9% - 10%
N.B.1: het overtredingspercentage vermeld in de titel van de tabel is het gemiddelde percentage overtreding over de metingen
van 2002 en 2004, gewogen naar steekproefomvang.
N.B.2: de cellen onder ‘nee’ en ‘ja’ bij de ‘tweewaardige onafhankelijke variabele’ vermelden steeds het percentage overtreders
zonder, respectievelijk met het betreffende kenmerk. Bijvoorbeeld, de groep ‘inkomsten uit arbeid naast de uitkering,
nee’ betreft de groep zonder inkomsten uit arbeid naast de uitkering. De cellen onder –1 en +1 sd bij de ‘kwantitatieve onafhankelijke
variabele’ vermelden steeds het percentage overtreders bij – 1 standaarddeviatie, respectievelijk + 1 standaarddeviatie
van het gemiddelde van de onafhankelijke variabele.
6 Overtrederprofielen: samenhangen van overtreding met meerdere
variabelen
6.1 Inleiding
In deze en de volgende paragraaf presenteren we een tweede manier om de samenhang tussen overtreding
van de regels en kenmerken van uitkeringsgerechtigden te analyseren. We analyseren nu de samenhang
van overtreding met meerdere variabelen tegelijk. Dit gebeurt als volgt. De totale groep uitkeringsgerechtigden
heeft een bepaald overtredingspercentage. Een speciaal statistisch programma
zoekt naar een opsplitsing van deze totale groep in twee of meer deelgroepen. Deze deelgroepen worden
zodanig geconstrueerd dat het verschil tussen hun overtredingspercentages zo groot mogelijk is. 13
13
De analyses zijn uitgevoerd met een door ons voor Randomized response gemaakte aanpassing van het SPSS programma
Answer Tree. Het overtredingspercentage vermeld in de titel van de tabellen is het gemiddelde percentage overtreding
over de metingen van 2002 en 2004, gewogen naar steekproefomvang.
87

Het resultaat zijn overtrederprofielen: onderscheidende kenmerken van de belangrijkste groepen overtreders
die eventueel kunnen worden gebruikt om prioriteiten te stellen ten aanzien van handhaving en
opsporing.
Wij doen twee typen analyses. In de eerste worden de deelgroepen gevormd op basis van hun houding
ten aanzien van de handhaving van de regels van de uitkering (T11-variabelen). In de tweede worden
de deelgroepen gevormd op basis van hun achtergrondkenmerken. Bij de eerste analyseren we de invloed
van alle T11-variabelen gezamenlijk op overtreding en bij de tweede de gezamenlijke invloed
van achtergrondkenmerken van de respondenten. We doen dit voor elke overtreding afzonderlijk. De
analyses van de T11-variabelen geven inzicht in het complex van motieven dat met overtreding en
naleving samengaat. Het betreft in feite ‘psychologische profielen’.
Bij de analyse van achtergrondkenmerken beperken wij ons tot kenmerken die bij de uitkeringsinstantie
bekend (kunnen) zijn. Dat betekent dat in tegenstelling tot de T11-variabelen alleen wordt gekeken
naar betrekkelijk objectieve kenmerken en niet naar meningen of houdingen van de uitkeringsgerechtigden.
De analyses van de achtergrondkenmerken geven inzicht in de vraag welke waarneembare
kenmerken samengaan met overtreding of naleving. Het resultaat zijn meer ‘sociaal-economische profielen’
van overtreders en nalevers.
Het programma Answer Tree presenteert zijn resultaten in de vorm van boomdiagrammen. Bij elke
vertakking wordt een groep opgesplitst in (meestal twee) deelgroepen, indien deze deelgroepen significant
van elkaar verschillen. Wij merken op dat dit niet betekent dat deelgroepen die afkomstig zijn
van verschillende vertakkingen ook altijd significant van elkaar verschillen.
De analyses met Answer Tree zijn gewogen uitgevoerd. Opsplitsingen van groepen kleiner dan ca. 150
respondenten of opsplitsingen in deelgroepen kleiner dan ca. 75 respondenten worden niet gerapporteerd.
14 Bij deze kleine aantallen zijn toevallige verbanden namelijk niet goed uit te sluiten; daarnaast
is de relevantie geringer omdat het hier om relatief kleine groepen gaat.
In de tabellen worden ook steeds de aantallen respondenten in de deelgroepen vermeld. Door de steekproefaantallen
te delen door de steekproefomvang, geven de steekproefaantallen wel een benadering
van het belang van deze groepen in de populatie.
6.2 Overtrederprofielen op basis van T11-variabelen
De T11-variabelen worden weergegeven met schaaltjes bestaande uit vijf waarden 1 tot en met 5. De
waarden 1 tot en met 5 hebben de gebruikelijke betekenis van ‘minder’ tot en met ‘meer’. Een waarde
van ‘5’ betekent bijvoorbeeld meer (verwacht) voordeel van overtreding, hogere kosten van naleven,
duidelijker regels, meer (verklaarde) trouw aan de wet, een hogere inschatting van de detectiekans etc.
In de tabellen en in de toelichtende tekst worden de scores op de T11-variabelen vermeld zoals het
programma Answer Tree die opsplitst.
De vermelding 1-2 staat voor de scores ‘1’ en ‘2’; de vermelding 4-5 voor de scores ‘4’ en ‘5’; 3-5
voor de scores 3 tot en met 5, etc. Aangezien de T11 bestaat uit verschillende vragen met elk een eigen
formulering is het niet mogelijk aan elke score een vaste betekenis toe te kennen. Een score van ‘1’
betekent over het algemeen zeer weinig van het betreffende kenmerk, of zelfs het ontbreken er van; ‘2’
betekent weinig van het besproken kenmerk, ‘3’ veel noch weinig, ‘4’ kan betekenen dat het kenmerk
aanwezig is, in redelijke mate of zelfs (ruim) voldoende mate aanwezig is en ‘5’ betekent doorgaans
dat het bedoelde kenmerk in (zeer) ruime mate voorkomt.
14 Bij variabelen die maar in één enquête zijn opgenomen zijn deze aantallen respectievelijk 100 en 50.
88

De gevonden samenhangen bestaan uit unieke combinaties van variabelen. Dezelfde waarden voor een
T11-variabele kunnen bij de ene overtreding samengaan met naleving en bij de andere met een hoog
percentage overtreders. Zo gaat een score van ‘3’ voor de baten van overtreden in combinatie met
andere T11-variabelen samen met een hoog overtredingspercentage voor het doen van klusjes, maar
met een gemiddeld percentage voor het zieker voordoen bij een controle van de uitkeringsinstantie.
Overtreding regels m.b.t. rapporteren inkomen uit arbeid
Klusjes voor een geldelijke vergoeding
Voor het doen van klusjes voor een vergoeding zonder deze op te geven bij de uitkeringsinstantie zijn
met twee T11-variabelen drie groepen te onderscheiden (Tabel 54).
De hoogste percentages overtreders gaan samen met een neutrale tot optimistische kijk op het voordeel
van overtreding (baten overtreden 3-5). Er zijn twee deelgroepen met deze visie:
De groep die de kans om te worden ontdekt klein acht (detectiekans 1-2) kent 40% overtreders.
Dit percentage daalt tot 24 als men zich meer zorgen maakt om die mogelijkheid (detectiekans 3-
5).
De groep die weinig voordeel ziet in overtreding (baten overtreden 1-2) overtreedt minder dan gemiddeld,
maar bevat nog altijd 12% overtreders.
Tabel 54 Klusjes voor vrienden of bekenden voor geldelijke vergoeding (n = 1478, overtreding 27%):
samenhangen met T11-variabelen
Groepen onderscheiden op basis van T11-variabelen % overtreders n
Baten overtreden 3-5
89
Detectiekans 1-2 40 577
Detectiekans 3-5 24 394
Baten overtreden 1-2 12 507
Zwart werk
Zwart werkers zijn op basis van vier T11-variabelen te verdelen in vijf groepen (Tabel 55).
In de eerste plaats is er een hoofdgroep die (duidelijk) voordeel verwacht bij overtreding (baten overtreden
4-5). Deze valt uiteen in drie deelgroepen:
Het ontbreken van zorg om bij overtreding op enige manier tegen de lamp te lopen (detectiekans
1) gaat gepaard met het hoogste percentage overtreders van 56%.
De groep die zich meer tot zelfs ernstige zorgen maakt om te worden betrapt (detectiekans 2-5),
maar de regels onduidelijk vindt (duidelijkheid regels 1-2) bevat nog altijd 41% overtreders.
Bij grotere duidelijkheid van de regels (duidelijkheid regels 3-5) valt het percentage overtreders
terug tot 19%.
Een tweede hoofdgroep onderkent minder voordeel aan overtreding (baten overtreden 1-3) en overtreedt
gemiddeld genomen minder. Daarbij zijn nog twee deelgroepen te onderkennen:
De deelgroep die twijfelt over de vraag of overtreding voordelig is (baten overtreden 3) bevat 12%
overtreders.
Tot slot is er de groep die geen voordeel ziet in overtreding (baten overtreden 1-2). Overtreding
ontbreekt hier.

Tabel 55 Zwart gewerkt (n = 1478, overtreding 14%): samenhangen met T11-variabelen
Groepen onderscheiden op basis van T11-variabelen % overtreders n
Detectiekans 1 56 80
Baten overtreden 4-5 Duidelijkheid van de regels 1-2 41 117
Detectiekans 2-5
Duidelijkheid van de regels 3-5 19 363
Baten overtreden 1-3
Regelovertreding met betrekking tot de medewerkingsverplichtingen
90
Baten overtreden 3 12 408
Baten overtreden 1-2 0 510
Passend werk aanvaarden
Met twee T11-variabelen zijn drie groepen te onderscheiden met betrekking tot het weigeren van passend
werk (Tabel 56).
Wie het meeste voordeel van overtreden verwacht (baten overtreden 4-5) weigert ook gemakkelijker
passend werk: ruim een kwart (27%) van de ABW/WWB-ers met deze visie op voordeel van
overtreding is in overtreding.
In de tweede plaats spelen de kosten van naleven een rol: ABW/WWB-ers die hogere kosten verwachten
(kosten naleven 3-5), zullen minder naleven, dus meer overtreden: 13% is in overtreding.
De groep die niet overtreedt verwacht noch een (duidelijk) voordeel van overtreding (baten overtreden
1-3), noch hoge kosten van naleving (kosten naleven 1-2).
Tabel 56 Passend werk geweigerd ( n = 406, overtreding 13%): samenhangen met T11-variabelen
Groepen onderscheiden op basis van T11-variabelen % overtreders n
Baten overtreden 4-5 27 154
Baten overtreden 1-3
Kosten naleven 3-5 13 153
Kosten naleven 1-2 0 99
Sollicitatieplicht
Het bewust langere tijd niet of weinig solliciteren hangt alleen samen met de verklaarde trouw aan de
wet (Tabel 57).
Weinig principiële trouw aan de wet (trouw aan de wet 1-3) gaat samen met 50% overtreders.
Bij (duidelijke) verklaarde trouw aan de wet (trouw aan de wet 4-5) is 21% in overtreding.

Tabel 57 Weinig solliciteren (n = 406, overtreding 42%): samenhangen met T11-variabelen
Groepen onderscheiden op basis van T11-variabelen % overtreders n
Trouw aan de wet 1-3 50 295
Trouw aan de wet 4-5 21 111
Overtreding van de regels met betrekking tot de informatieve verplichtingen
Opgeven extra inkomsten (niet uit arbeid)
Het niet (volledig) opgeven van extra inkomsten naast de uitkering anders dan uit arbeid hangt samen
met vijf T11-variabelen (Tabel 58). Op grond daarvan zijn zes groepen te onderscheiden.
Betrekkelijk hoge percentages overtreders zijn te vinden bij de groep die (duidelijk) voordeel verwacht
van overtreding (baten overtreden 4-5).
Het hoogste percentage overtreders is te vinden binnen die groep en wel bij hen die de regels van
de uitkering niet duidelijk vinden (duidelijkheid van de regels 1-2) Deze groep bestaat voor eenderde
uit overtreders (33%).
Wanneer de regels duidelijker worden gevonden (duidelijkheid van de regels 3-5) daalt het percentage
overtreders tot 14.
Bij een geringer verwacht voordeel (baten overtreden 1-3) is het aandeel overtreders gemiddeld genomen
kleiner. Daarbinnen zijn drie groepen die zich zelf niet bijzonder trouw aan de wet verklaren
(trouw aan de wet 1-4), en die zich onderscheiden door hun visie op de kans bij overtreding te worden
ontdekt en op de reactie van de sociale omgeving op overtreding.
De deelgroep die denkt dat de kans om tegen de lamp te lopen beperkt is (detectiekans 1-2) bevat
12% overtreders.
Als men serieuzer rekening houdt met de mogelijkheid te worden ontdekt (detectiekans 3-5), maar
zich weinig zorgen maakt over de reactie van de omgeving (informele sanctie 1-2), dan zijn er nog
altijd 15% overtreders.
Maar als men (bij overigens gelijke visies) minstens wel enigszins tot zelfs zeer bezorgd is om de
reactie van de omgeving (informele sanctie 3-5), overtreedt men niet.
Een groep die zich zelf zeer trouw aan de wet verklaart (trouw aan de wet 5), overtreedt niet.
Tabel 58 Extra inkomsten niet opgeven (n = 1478, overtreding 10%), samenhangen met T11variabelen
Baten overtreden
1-3
Baten overtreden 4-5
Groepen onderscheiden op basis van T11-variabelen % overtreders n
Trouw a/d wet
1-4
Detectiekans 3-5
Duidelijkheid van de regels 1-2 33 140
Duidelijkheid van de regels 3-5 14 422
Informele sanctie 1-2 15 93
Informele sanctie 3-5 0 352
Detectiekans 1-2 12 391
Trouw a/d wet 5 0 80
91

Opgeven vermogen
Voor het niet (volledig) opgeven van vermogen aan de uitkeringsinstantie zijn er met vijf T11variabelen
zeven groepen te onderscheiden (Tabel 59).
In de eerste plaats is er een groep die een duidelijk voordeel van overtreding verwacht (baten overtreden
4-5), met gemiddeld genomen meer overtreding, al zijn er drie deelgroepen te onderscheiden.
De meeste overtreders, te weten 29%, zijn te vinden in de groep die een behoorlijke tot goede
kennis van de regels bezit (kennis van de regels 4-5) en meent dat de kans dat overtreding op een of
andere manier wordt ontdekt, klein is (detectiekans 1-2).
Wanneer die kans op ontdekking serieuzer wordt genomen (detectiekans 3-5), is het aandeel overtreders
aanmerkelijk kleiner:, namelijk 7%.
Hetzelfde geldt wanneer de kennis van de regels niet bijzonder groot, of eerder beperkt is (kennis
van de regels 1-3). De betreffende groep bevat 8% overtreders.
Een tweede hoofdgroep verwacht geen of beperkt voordeel van overtreding (baten overtreden 1-3).
Het percentage overtreders is gemiddeld genomen lager. Er zijn weer drie deelgroepen:
Een eerste deelgroep neemt een eventuele sanctie niet of niet bijzonder zwaar op (ernst van de
sanctie 1-4) en maakt zich geen zorgen maakt over eventuele ontdekking (detectiekans 1-2). Deze
groep bevat 13% overtreders.
Wie zich daar wèl zorgen om maakt (detectiekans 3-5) overtreedt vrijwel niet (1% overtreders).
De groep die (bij een beperkt verwacht voordeel) een eventuele sanctie zeer serieus neemt (ernst
van de sanctie 5) overtreedt niet.
Tabel 59 Vermogen niet opgegeven (n = 1478, overtreding 9%): samenhangen met T11-variabelen
Groepen onderscheiden op basis van T11-variabelen % overtreders n
Baten overtreden 4-5
Kennis van de regels 4-5
Detectiekans 1-2
Detectiekans 3-5
29
7
243
110
Kennis van de regels 1-3 8 209
Baten overtreden 1-3
Ernst van de sanctie 1-4
Ernst van de sanctie 5
Detectiekans 1-2
Detectiekans 3-5
13
1
0
318
374
224
Opgeven waardevolle bezittingen
De overtreders van de regel om waardevolle bezittingen op te geven bij de uitkeringsinstantie zijn op
basis van vier T11-variabelen in vijf groepen te verdelen (Tabel 60).
Er is een hoofdgroep die geen of weinig voordeel in overtreding ziet (baten overtreden 1-3) en die
nader onder te verdelen is in vier deelgroepen.
Eén daarvan kent ondanks het (vrijwel) ontbreken van voordeel van overtreding toch een groot
aantal overtreders, te weten 20%. Het opmerkelijke verband is waarschijnlijk toe te schrijven aan
een bijzondere combinatie van factoren. Het betreft een groep die er van uitgaat dat de controles
van de handhavingsinstanties niet (bijzonder) trefzeker zijn (selectiviteit controles 1-3), de kans om
bijvoorbeeld thuis te worden gecontroleerd weliswaar niet verwaarloosbaar is (kans op fysieke controle
2-5), maar voor wie er aan naleving van de regels duidelijk kosten zijn verbonden (kosten naleven
4-5).
Met overigens dezelfde visie (op voordeel van overtreding, de selectiviteit van controles en de
kans op fysieke controle), maar met beperkte kosten van naleven (kosten naleven 1-3), bedraagt het
percentage overtreders nog maar 2.
92

Bij een zelfde kijk op de selectiviteit van controles, maar het ontbreken van zorg om de mogelijkheid
van fysieke controles (kans op fysieke controle 1), is er opmerkelijk genoeg geen overtreding
meer.
Overtreding ontbreekt ook in het geval de trefzekerheid van de controles door de handhavingsinstanties
(zeer) hoog wordt geacht (selectiviteit controles 4-5 en de baten nog steeds afwezig of beperkt:
1-3).
Bij een groter verwacht voordeel (baten overtreden 4-5) spelen geen andere T11-variabelen meer een
rol en is het percentage overtreders 9%.
Tabel 60 Waardevolle bezittingen niet opgegeven (n = 1478, overtreding 5%): samenhangen met T11variabelen
Groepen onderscheiden op basis van T11-variabelen % overtreders n
Baten overtreden
Selectiviteit controle Kans op fysieke controle 2-5
Kosten naleven 4-5
Kosten naleven 1-3
20
2
81
346
1-3 Kans op fysieke controle 1 0 75
1-3 Selectiviteit controle 4-5 0 414
Baten overtreden 4-5 9 562
Inlichtingen over woonsituatie
Overtreders van de regel dat de uitkeringsinstantie op de hoogte moet worden gebracht van de samenstelling
van het huishouden en het bestaan van eventuele medebewoners of onderhuurders zijn op basis
van drie T11-variabelen in vier groepen te onderscheiden (Tabel 61).
Drie groepen onderkennen (duidelijk) voordeel van overtreding (baten overtreden 4-5).
Wanneer er voorts geen grote zorg bestaat om te worden verklikt (klikkans 1-2), is het percentage
overtreders 21.
Eenzelfde percentage geldt in het geval er (aanmerkelijk) meer rekening wordt gehouden met de
kans te worden verklikt (klikkans 3-5), maar de regels als onduidelijk worden bestempeld (duidelijkheid
van de regels 1-2).
Wanneer die regels voor de uitkeringsgerechtigden duidelijker zijn (duidelijkheid regels 3-5), valt
het percentage overtreders terug tot 4%, iets onder het gemiddelde voor de populatie.
De groep die geen of zeer beperkt voordeel van overtreding verwacht (baten overtreden 1-3), bevat
een beperkt aantal overtreders, te weten 4%, net iets onder het gemiddelde voor de gehele groep
ABW/WWB-ers.
93

Tabel 61 Woonsituatie of gezinssamenstelling niet juist opgegeven (n = 1478, overtreding 6%): samenhangen
met T11-variabelen
Groepen onderscheiden op basis van T11-variabelen % overtreders n
Klikkans 1-2 21 130
Baten overtreden 4-5 Duidelijkheid van de regels 1-2 21 109
Klikkans 3-5
Duidelijkheid van de regels 3-5 4 323
Baten overtreden 1-3 4 916
Boete of korting
Met vier T11-variabelen zijn de ABW/WWB-ers die in het afgelopen jaar een boete of korting hebben
gehad te onderscheiden in vijf groepen (Tabel 62).
Wie zich niet trouw aan de wet verklaart (trouw aan de wet 1-2) heeft de grootste kans beboet of
gekort te zijn: 32% van deze groep.
94

Een grotere principiële trouw aan de wet (trouw aan de wet 3-5) kenmerkt vier andere groepen.
Die grotere trouw gaat opmerkelijk genoeg nog altijd samen met een aanzienlijk aandeel van 23%
dat beboet of gekort is voor de groep die serieus rekening houdt met de mogelijkheid van een fysieke
controle (kans op fysieke controle 4-5).
Wanneer die kans kleiner wordt geacht (kans op fysieke controle 1-3) en overtreden wordt als
profijtelijk gezien, is het aandeel van degenen die zijn beboet of gekort 15%.
De groep met eenzelfde kijk op de kans op fysieke controle en het voordeel van overtreding, maar
met een goede kennis van de regels (kennis van de regels 4-5), bevat 5% uitkeringsgerechtigden die
in het afgelopen jaar zijn beboet of gekort.
Met een zelfde visie op de kans op fysieke controle, beperkte baten (baten overtreden 1-3) en beperkte
tot geen kennis van de regels (kennis van de regels 1-3) is er geen sprake meer van boeten of
kortingen.
Tabel 62 Boete of korting gehad (n = 791, overtreding 14%): samenhangen met T11-variabelen
Groepen onderscheiden op basis van T11-variabelen % overtreders n
Trouw a/d wet 1-2 32 139
Kans op fysieke controle 4-5 23 175
Trouw a/d wet 3-5 Kans op fysieke
Baten overtreden 4-5 15 150
controle 1-3
Baten overtreden 1-3
Kennis van de regels 4-5 5 199
Kennis van de regels 1-3 0 129
95

6.3 Overtrederprofielen met achtergrondkenmerken
Bij de analyse van achtergrondkenmerken beperken wij ons tot kenmerken die bij de uitkeringsinstantie
bekend (kunnen) zijn. Dat betekent dat in tegenstelling tot de T11-variabelen alleen wordt gekeken
naar betrekkelijk objectieve kenmerken en niet naar meningen of houdingen van de uitkeringsgerechtigden.
Met deze kenmerken zijn profielen te maken van de groepen die eerder geneigd zijn om na te
leven of te overtreden.
Overtreding regels m.b.t. rapporteren inkomen uit arbeid
Klusjes voor een geldelijke vergoeding
Er zijn op basis van achtergrondkenmerken geen deelgroepen te onderscheiden binnen de groep die
wel eens klusjes doet zonder de verdiensten te melden aan de uitkeringsinstantie.
Zwart werk
Degenen die naast de uitkering zwart werken zijn op grond van twee kenmerken te onderscheiden in
drie deelgroepen (Tabel 63).
De groep die naast de uitkering nog inkomsten uit arbeid verdient, bevat 29% overtreders.
Bij de groep die niet aangeeft dergelijke inkomsten te genieten, maakt de genoten opleiding nog een
verschil.
De groep met een lagere – of juist hogere beroepsopleiding werkt het meeste zwart: ruime éénvijfde
deel heeft dat (gemiddeld genomen over twee enquêtes) in het afgelopen jaar gedaan (21%).
Degenen met een andersoortige opleiding werken minder dan gemiddeld zwart (6%).
Tabel 63 Zwart gewerkt (n = 1478 overtreding 14%): samenhangen met achtergrondkenmerken
Geen inkomsten uit arbeid naast uitkering
Deelgroepen % overtreding N
Inkomsten uit arbeid naast uitkering 29 193
Geen opleiding, lo, mavo, mbo, havo, vwo,
wo
Overtreding van de regels met betrekking tot de informatieve verplichtingen
96
Lbo, hbo 21 391
6 894
Opgeven extra inkomsten (niet uit arbeid)
Het niet opgeven van extra inkomsten naast de uitkering anders dan uit arbeid hangt samen met vijf
kenmerken (Tabel 64). Op grond van deze kenmerken zijn zes deelgroepen te onderscheiden.
De groep die opgeeft naast de uitkering nog inkomen uit arbeid te verwerven bevat bijna een
kwart overtreders (24%).
Voor de groep die aangeeft dat zij niet over inkomsten uit arbeid naast de uitkering beschikt, hangt de
overtreding samen met de gezinssamenstelling en het arbeidsverleden. Er zijn vier groepen die niet
met hun ouders, broers of zussen in huis wonen, maar met anderen (bijvoorbeeld met een partner en/
of met kinderen). Deze hebben gemiddeld genomen hogere percentages overtreders.

Een er van heeft voorafgaande aan de uitkering gewerkt als lager of middelbaar employé, geschoold
of ongeschoold handarbeider of zelfstandige en bovendien afwisselend in voltijd en deeltijd.
Deze groep bevat het hoogste aandeel overtreders, te weten 26%.
Wie dezelfde functies heeft bekleed, maar dat of vooral in voltijd of vooral in deeltijd heeft gedaan
en bovendien kinderen thuis heeft, behoort tot een groep met 10% overtreders.
Tot slot is er een groep met eenzelfde arbeidsverleden maar die geen kinderen (thuis) heeft. Deze
groep bevat 6% overtreders.
Overtreding ontbreekt bij de groep die in een hogere kantoorbaan of in een ‘andere’ (dan alle in de
vragenlijst genoemde) functie heeft gewerkt.
Tot slot is er een groep die wèl met ouders, broers of zussen in huis woont. Deze groep overtreedt niet.
Tabel 64 Extra inkomsten niet opgeven (n = 1478, overtreding 10%): samenhangen met achtergrondkenmerken
Geen inkomsten uit arbeid
naast uitkering
Deelgroepen % overtreding N
Inkomsten uit arbeid naast uitkering 24 193
(on)geschoold handarbeider,
lager -, middelbaar
employee, zelfstandige
Afwisselend voltijds en deeltijds gewerkt
Voltijds of deel- Kinderen thuis
tijds gewerkt Geen kinderen
thuis
26
10
6
88
694
234
Hoger employee, ‘andere’ functies 0 138
Woont met ouders, broers of zussen 0 131
Woont niet met ouders,
broers of zussen
Voor het aanvaarden van ‘passend werk’ en het ‘voldoende solliciteren’ zijn op basis van achtergrondenkenmerken
geen deelgroepen te onderscheiden.
Overtreding van de regels met betrekking tot de informatieve verplichtingen
Voor de informatieve verplichtingen ‘vermogen opgeven’, ‘waardevolle bezittingen opgeven’, ‘inlichtingen
geven over de woonsituatie’ zijn op basis van achtergrondenkenmerken geen deelgroepen te
onderscheiden.
Boete of korting
De ABW/WWB-ers die in het afgelopen jaar zijn beboet of gekort, kunnen op grond van hun opleiding
in twee groepen worden verdeeld (Tabel 65).
Degenen die geen opleiding hebben afgerond of lbo, havo, vwo of wetenschappelijk onderwijs
hebben voltooid, zijn het vaakst beboet of gekort: 22% van deze groep.
De groep met alleen lagere school, met mavo, mbo of hbo heeft voor een duidelijk kleiner deel een
boete of korting gehad, namelijk 8%.
Tabel 65 Boete of korting gehad (n = 791, overtreding 14%): samenhangen met achtergrondkenmerken
Deelgroepen % overtreding N
Geen opleiding, lbo, havo, vwo, wo 22 303
Lo, mavo, mbo, hbo 8 488
97

Appendix 1: Puntschattingen en 95%-betrouwbaarheidsintervallen WAO, WW en ABW/ WWB
2004
Tabel 1.1| Puntschattingen en 95%-betrouwbaarheidsintervallen overtredingen WAO 2004
(proporties)
Regels met betrekking tot inkomsten uit arbeid (afgelopen jaar/ 12 maanden wel
eens):
Gemiddelde Ondergrens Bovengrens
- Kleinere klusjes gedaan voor geldelijke vergoeding voor of via bekenden zonder dat
door te geven aan uitkeringsinstantie
0,181 0,137 0,230
- Baan of uitzendwerk gehad naast de uitkering zonder door te geven - - -
- Zwart werk gedaan naast de uitkering 0,060 0,002 0,105
Regels met betrekking tot gezondheidssituatie (wel eens):
- Constatering van geneesheer dat arbeidsongeschiktheid klachten zijn afgenomen en
dit niet doorgegeven
0,056 0,016 0,099
- Zieker voorgedaan tijdens controle door uitkeringsinstantie 0,070 0,031 0,117
- Zelf herstel van arbeidsongeschiktheidsklachten bemerkt bij (vrijwilligers)werk of
klusjes in huis zonder dit door te geven aan uitkeringsinstantie
0,137 0,094 0,185
- Langere tijd duidelijk sterker en gezonder voelen en in staat meer te werken zonder
dit door te geven
0,121 0,079 0,166
Sancties (afgelopen 12 maanden wel eens):
- Boete of korting gehad 0,067 0,027 0,110
Tabel 1.2| Puntschattingen en 95%-betrouwbaarheidsintervallen overtredingen WW 2004 (proporties)
Regels met betrekking tot inkomsten uit arbeid (afgelopen 12 maanden wel eens): Gemiddelde Ondergrens Bovengrens
Kleinere klusjes voor geldelijke vergoeding voor of via bekenden zonder dat
door te geven aan uitkeringsinstantie
0,218 0,176 0,265
Zwart werk naast de uitkering 0,114 0,073 0,157
Regels met betrekking tot medewerkingverplichtingen (afgelopen 12 maanden wel
eens):
Langer dan 4 weken op vakantie zonder dit door te geven 0,034 - 0,002 0,073
Passend werk afgewezen of er bewust voor gezorgd om niet te worden
aangenomen
0,124 0,085 0,167
Langere tijd bewust weinig gesolliciteerd 0,251 0,208 0,297
Dagopleiding gevolgd zonder door te geven aan uitkeringsinstantie 0,000 -0,035 0,035
Onbetaald (vrijwilligers) werk zonder door te geven aan uitkeringsinstantie 0,255 0,210 0,301
Sancties (afgelopen 12 maanden wel eens):
Boete of korting gehad 0,206 0,16 0,251
99

Tabel 1.3| Puntschattingen en 95%-betrouwbaarheidsintervallen overtredingen ABW/WWB 2004
(proporties)
Regels met betrekking tot inkomsten uit arbeid (afgelopen jaar/ 12
maanden wel eens):
Gemiddelde Ondergrens Bovengrens
- Kleinere klusjes gedaan voor geldelijke vergoeding voor of via
bekenden zonder dat door te geven aan uitkeringsinstantie
0,277 0,234 0,325
- Baan of uitzendwerk gehad naast de uitkering zonder door te geven -
- Zwart werk gedaan naast de uitkering 0,128 0,090 0,174
Regels met betrekking tot informatieve verplichtingen:
- Inkomsten gehad naast uitkering zonder op te geven (vb. alimentatie,
studiebeurs, giften, rente) (afgelopen 12 maanden wel eens)
0,077 0,041 0,120
- Heeft spaarrekeningen, aandelen, waardepapieren, lijfrente,
levensverzekering, koopsompolis niet doorgegeven
0,074 0,031 0,112
a
-Heeft waardevolle bezittingen niet doorgegeven 0,063 0,022 0,100
-Heeft ooit onjuist of onvolledige inlichtingen gegeven over
woonsituatie, gezinssamenstelling, burgerlijke staat
0,062 0,021 0,099
Regels met betrekking tot medewerkingsverplichtingen:
- De afgelopen 12 maanden wel eens passend werk afgewezen of er
bewust voor gezorgd om niet te worden aangenomen b
- In de afgelopen 12 maanden wel eens langere tijd bewust weinig
gesolliciteerd b
100
0,122 0,059 0,187
0,434 0,364 0,504
Sancties (afgelopen 12 maanden wel eens):
- Boete of korting gehad 0,136 0,095 0,179
a in 2002 alleen Capi@home, n = 253
b in 2002 alleen Capi@home, met sollicitatieplicht n = 79

Appendix 2: steekproef en uitvoering van het veldwerk
Voor de tweede en derde meting van het onderzoek (POROSZ 2 en 3) is gekozen voor benadering via
TNS NIPObase CASI. Dit is een zogenaamde accespool van respondenten (huishoudens) die
vragenlijsten via een modemverbinding ontvangen en ingevuld weer terugzenden aan het TNS-NIPO.
De accespool bestaat thans uit circa 35.000 huishoudens met circa 100.000 individuen. De access pool
is representatief op de binnen onderzoek gebruikelijke achtergrondkenmerken en is opgebouwd op
basis van de daarover bekende CBS gegevens en gegevens uit de Minicensus. Deelnemers aan de
access pool zijn en worden geworven via onderzoek met traditionele instrumenten waarbij sprake is
van a-selecte landelijk gespreide steekproeven. Door aan moeilijke doelgroepen extra aandacht te
besteden wordt er naar gestreefd deze groepen in de juiste proportie in de access pool op te nemen.
Steekproef, uitvoering en respons
In het onderzoek zijn mensen met een WAO- of andere arbeidsongeschiktheidsuitkering betrokken
(WAZ en Wajong), mensen met een WW-uitkering en mensen met een ABW/WWB-uitkering.
De TNS-NIPO access pool bevatte te weinig respondenten met een ABW/WWB uitkering. Een deel
van de enquêtes is daarom afgenomen via een pool van het marktonderzoekbureau GfK PanelServices
Benelux bv dat de enquêtes voor het parallel lopende onderzoek naar naleving en overtreding van de
regels van de volksverzekeringen heeft verzorgd. De pool van GfK heeft een vergelijkbare opzet als de
access pool van TNS-NIPO.
Tabel 2.1 geeft een overzicht van de respons op de enquête. Er blijken betrekkelijk veel respondenten
te zijn die de enquête hebben ingevuld zonder dat deze voor hen was bedoeld
Er is aan het begin van de vragenlijst een lijstje uitkeringen aan de respondenten voorgelegd waarbij
ze konden aangeven welke van de uitkering(en) ze ontvangen.
Overigens gaat het zeker niet om respondenten die de gehele enquête zouden hebben ingevuld terwijl
deze niet voor hen bedoeld was, maar enkel om de twee eerste (filter)vragen. Dit is een gevolg van de
manier waarop de screening is ingericht. Het accespanel is een panel op huishoud-niveau. Het komt
voor dat de screeningsvragen worden beantwoord door het ene lid van het huishouden voor een ander
lid van het huishouden. Vervolgens wordt bij deze de enquête afgenomen. Het kan dan blijken dat het
eerste lid niet goed geïnformeerd was.
Wij geven geen responspercentages omdat er bij het trekken van de steekproef van een access panel is
gebruik gemaakt. De relatie tussen een access panel en de populatie waarnaar gegeneraliseerd dient te
worden is niet helder, omdat de samenstelling van het panel niet op een statistisch gecontroleerde
wijze plaatsvindt. In POROSZ 2 (2002) zijn voor de WAO zowel access panel data als data verkregen
uit een traditionele steekproef verzameld. Na weging naar populatiekenmerken bleken deze twee typen
data grote overeenstemming te vertonen. Om deze reden kan er vertrouwen worden gesteld in data
verzameld met een access panel.
Globaal aangegeven heeft ruim de helft van de benaderde respondenten binnen de veldwerkperiode
een bruikbare vragenlijst ingevuld.
101

Tabel 2.1| Respons Capi@home WAO, WW, en ABW/ WWB 2004
Wet: Wao WW ABW/ WWB
N N N
a. Totaal uitgezet 1556 1599 1543
b. Totaal ingevuld binnen
veldwerkperiode
1273 1164 1148
1273 1164 1148
c. Niet de betreffende
uitkering
443 294 268
d. Netto enquêtes 830 870 880
Representativiteit en weging
De uitkomsten van het onderzoek zijn gewogen met cijfers van het CBS over uitkeringsgerechtigden
in de verschillende regelingen (WAO, WW en ABW/WWB) in maart 2004. Ook bij de analyse van de
verbanden tussen variabelen met logistische regressiemodellen en met het programma Answer Tree is
gewerkt met gewogen cijfers.
De representativiteit van de ondervraagde steekproeven voor de WAO en de WW blijkt uit de beperkte
correcties die noodzakelijk waren bij de weging voor deze regelingen (zie tabellen 2.2 en 2.3). De
steekproef voor de ABW/WWB is minder representatief (tabel 2.4). Deze populatie staat bekend als
moeilijk toegankelijk voor enquêtes en was ook in de eerdere onderzoeken minder evenwichtig in de
steekproef vertegenwoordigd. Weging heeft hier grotere correcties tot gevolg.
Tabel 2.2| WAO-steekproef naar geslacht, leeftijd en mate van arbeidsongeschiktheid, percentages
van totale steekproef voor en na weging op basis van CBS-cijfers 2004 (n = 830)
Mannen Vrouwen
Leeftijd Gedeeltelijk
Geheel
Gedeeltelijk
Geheel
arbeidsongeschikt arbeidsongeschikt arbeidsongeschikt arbeidsongeschikt
Ongewogen Gewogen Ongewogen Gewogen Ongewogen Gewogen Ongewogen Gewogen
% % % % % % % %
15-24 - - 0 2 - - 0 2
25-34 1 1 1 3 2 1 4 4
35-44 2 3 3 6 5 3 9 7
45-54 5 6 10 9 6 4 13 9
55-64 7 8 17 17 4 3 12 12
Tabel 2.3 | WW steekproef naar geslacht en leeftijd, percentages van totale steekproef voor en na
weging op basis van CBS-cijfers 2004 (n = 870)
Mannen Vrouwen
Leeftijd Ongewogen Gewogen Ongewogen Gewogen
% % % %
15-24 2 4 2 3
25-34 7 12 13 11
35-44 11 14 13 11
45-54 13 13 10 9
55-64 22 16 7 7
102

Tabel 2.4 | ABW/WWB steekproef naar veldwerkbureau, geslacht en leeftijd, percentages van totale
steekproef voor en na weging op basis van CBS-cijfers 2004
TNS-NIPO (n = 578) GfK (n = 302)
Leeftijd Mannen Vrouwen Mannen Vrouwen
Ongewogen Gewogen Ongewogen Gewogen Ongewogen Gewogen Ongewogen Gewogen
% % % % % % % %
Tot 25 2 4 4 5 2 4 4 6
25-34 4 9 20 12 9 9 26 12
35-44 4 11 24 14 7 11 20 14
45-54 6 9 16 11 6 9 13 12
55-64 5 8 11 11 5 8 9 11
65+ 1 3 2 3 - - 0 4
103

Appendix 3: Lineaire trend
Inleiding
Het POROSZ onderzoek is drie maal uitgevoerd, namelijk in het jaar 2000, 2002 en 2004. Dit maakt
het mogelijk om te onderzoeken of de percentages regelovertreding trendmatig door de tijd heen
verandert. Men spreekt hier dan ook van trendanalyses.
Voor elke regelovertreding van elke wet afzonderlijk wordt een trendanalyse uitgevoerd. De
vraagstelling laat zich het gemakkelijkst illustreren aan de hand van Tabel 3.1 van deze Appendix, die
grotendeels identiek is aan Tabel 1 uit de algemene samenvatting van het rapport. In de WAO zijn
voor de regelovertreding “kleinere klusjes uitgevoerd” van 2000-2002-2004 de schattingen 26%, 21%
en 18% geconstateerd. De vraag die wij hier willen beantwoorden is of de verandering door de tijd
heen trendmatig is.
Hierbij dient te worden opgemerkt dat de schattingen in Tabel 3.1 tot stand zijn gekomen met de
methodologie die besproken is in de Appendix getiteld “Het gehanteerde model voor de schatting van
de kans op regelovertreding.”. Relevant is hier verder dat tussen 2000 en 2002 een methodewisseling
heeft plaatsgevonden waardoor de verandering in de schattingen tussen 2000 en 2002 met enige
voorzichtigheid dienen te worden geïnterpreteerd. Hierdoor dienen ook de uitkomsten van deze
trendanalyses met de nodige voorzichtigheid te worden geïnterpreteerd.
Methode
Wij hanteren de standaard aanpak bij het onderzoeken van trend binnen percentages zoals beschreven
in Hagenaars (1990). 1 Deze standaardaanpak is door ons aangepast om rekening te houden met het
gegeven dat de percentages met wisselende Randomized response designs zijn verzameld, namelijk in
2000 met het zgn. Kuk design (speelkaarten) en 2002 en 2004 met forced choice (dobbelstenen). 2
Daarnaast zijn de frequenties aangepast door rekening te houden met de aanwezigheid van weigeraars
in de data (vergelijk de Appendix getiteld “Het gehanteerde model voor de schatting van de kans op
regelovertreding.”).
Resultaten
De resultaten zijn opgenomen in Tabel 3.1.
In de WAO is er lineaire afname van de regelovertreding voor “Kleine klusjes”, “Zwart werk”, en “in
staat meer te werken zonder dit door te geven”. Voor de overige regelovertredingen is geen sprake van
een significante af- of toename.
In de WW is er alleen een lineaire afname van de regelovertreding voor “Passend werk afgewezen of
er bewust voor gezorgd om niet te worden aangenomen” en “Dagopleiding zonder toestemming”.
Voor de overige regelovertredingen is geen sprake van een significante af- of toename. In de WWB is
er nergens een lineaire af- of toename, waarbij opgemerkt dient te worden dat voor “Passend werk
afwijzen” de steekproeven klein zijn omdat niet alle respondenten sollicitatieplicht hebben. Indien
getoetst wordt op 10 % niveau is deze verandering wel significant.
1 J.A.P. Hagenaars (1990). Categorical longitudinal data: log-linear panel, trend and cohort analysis. Newbury Park, CA:
Sage. Standaardvormen van deze modellen worden besproken in Agresti (2002, sectie 5.3). In de toets procedure wordt
allereerst een model aangepast op de data met een lineaire trend (model 1). Indien dit model past, dan wordt vervolgens,
gegeven dit model, het model getoetst waarin er geen lineaire trend is (model 2). Deze toets heeft een hogere power dan de
toets van model 2 tegen de data. Model 1 paste in alle gevallen, behalve bij “Zelf bij werk bemerkt herstel van
arbeidsgeschiktheid niet doorgegeven” in de WAO, “klusjes doen” in de WW, en “vrijwilligerswerk zonder toestemming”
in de WW. In deze drie gevallen is de verandering niet. In alle andere gevallen kon de conditionele toets van model 2
gegeven dat model 1 waar is zinvol worden uitgevoerd.
2 Zie Van den Hout, A., en P.G.M. van der Heijden. (2004) The analysis of multivariate misspecified data, with special
attention to randomized response data. Sociological Methods and Research, 32, 310-336; Van den Hout, A. (ter publicatie
aangeboden). On the use of a 2x2 design where randomized response is one of the factors.
104

Tabel 3.1 Geschatte omvang van regelovertreding voor WAO, WW en ABW/ WWB, 2000, 2002 en
2004
Regels mbt inlichtingen
over:
Inkomsten uit arbeid
(afgelopen 12 maanden
wel eens):
Kleinere klusjes voor
geldelijke vergoeding
Zwart werk naast
uitkering
Medewerkingverplichting
en (afgelopen 12
maanden wel eens):
Langer dan 4 weken op
vakantie zonder
toestemming
2000
1308
WAO WW Abw WWB
2002
1760
2004
830
Lin.
trend
2000
1126
105
2002
955
2004
870
Lin.
trend
2000
1211
2002
761
% % % % % %
2004
880
26 21 18 Ja 23 16 22 Nee 30 25 28 Nee
15 11 6 Ja 13 12 11 Nee 17 15 13 Nee
- - - 7 2 3 Nee - - -
Passend werk afwijzen - - - 19 12 12 Ja 20 18 12 Nee
Weinig solliciteren - - - 31 24 25 Nee 49 40 43 Nee
Dagopleiding zonder
toestemming
Vrijwilligerswerk
zonder toestemming
informatieve
verplichtingen met
betrekking tot:
Inkomsten naast
uitkering (bv. alimentatie,
studiebeurs) (afgelopen
12 maanden wel eens)
Vermogen
(spaarrekeningen,
waardepapieren, etc.)
- - - 7 0 0 Ja - -
- - - 20 29 26 Nee - -
- - - - - 13 12 8 Nee
- - - - - 12 10 7 Nee
Waardevolle bezittingen - - - - - 8 3 6 Nee
woonsituatie,
samenstelling huishouden
Inlichtingen met
betrekking tot
gezondheidssituatie:
Medische diagnose
afname
arbeidsongeschiktheid
niet doorgegeven
Zieker voorgedaan
tijdens controle
Zelf bij werk bemerkt
herstel van
arbeidsgeschiktheid niet
doorgegeven
In staat meer te werken
zonder dit door te geven
- - - - - 6 5 6 Nee
10 5 6 Nee - - - - -
12 5 7 Nee - - - - -
16 10 14 Nee - - - - -
26 17 12 Ja - - - - -
Lin.
trend

Appendix 4: nalevingsmonitor 2002-2004
In het rapport worden in tabel 1 voor elke regelovertreding afzonderlijk de schattingen van de
percentages regelovertreding gepresenteerd. In deze appendix wordt de tabel gegeven als Tabel 4.1.
Vanuit beleidmatig oogpunt is het wenselijk om voor groepen regelovertredingen de naleving vast te
stellen. Hierbij is naleving gedefinieerd als het percentage respondenten dat geen enkele regel uit de
onderzochte groep regels overtreedt. De schatting van dit percentage is mogelijk met het model dat
besproken wordt in Appendix 5: “Het gehanteerde model voor de schatting van de kans op
regelovertreding”.
Er zijn nalevingsmaten geschat voor de volgende groepen regels (vergelijk Tabel 4.1):
1. WAO: regels met betrekking tot het rapporteren van inkomen uit arbeid, d.w.z. de regels:
- Kleinere klusjes voor geldelijke vergoeding
- Baan of uitzendwerk naast uitkering
- Zwart werk naast uitkering
2. WAO: regels met betrekking tot het rapporteren van de gezondheidstoestand, d.w.z. de
regels:
- Medische diagnose afname arbeidsongeschiktheid niet doorgegeven
- Zieker voorgedaan tijdens controle
- Zelf bij werk bemerkt herstel van arbeidsgeschiktheid niet doorgegeven
- In staat meer te werken zonder dit door te geven
3. WW: regels met betrekking tot het rapporteren van inkomen uit arbeid, d.w.z. de regels:
- Kleinere klusjes voor geldelijke vergoeding
- Baan of uitzendwerk naast uitkering
- Zwart werk naast uitkering
4. WW: medewerkingsverplichtingen, d.w.z. de regels:
- Passend werk afwijzen
- Weinig solliciteren
5. Abw: regels met betrekking tot rapporteren van inkomen uit arbeid, d.w.z. de regels:
- Kleinere klusjes voor geldelijke vergoeding
- Baan of uitzendwerk naast uitkering
- Zwart werk naast uitkering
6. Abw: regels met betrekking tot rapporteren van inkomen (uit arbeid en andere bronnen),
d.w.z. de regels:
- Kleinere klusjes voor geldelijke vergoeding
- Baan of uitzendwerk naast uitkering
- Zwart werk naast uitkering
- Inkomsten naast uitkering
106

Tabel 4.1 Geschatte omvang van regelovertreding voor WAO, WW en ABW/WWB, 2000, 2002 en
2004
Regels mbt inlichtingen over:
Inkomsten uit arbeid (afgelopen 12
maanden wel eens):
Kleinere klusjes voor geldelijke
vergoeding
WAO WW Abw ABW/
WWB
Jaar 2000 2002 2004 2000 2002 2004 2000 2002 2004
% % % % % % % % %
26 21 18 * 1,3 23 16 22 * 1,2
107
30 25 28
Baan of uitzendwerk naast uitkering 14 3 - * 1 10 2 - * 1 10 2 - * 1
Zwart werk naast uitkering 15 11 6 * 2,3 13 12 11 17 15 13
Medewerkingverplichtingen
(afgelopen 12 maanden wel eens):
Langer dan 4 weken op vakantie
zonder toestemming
- - - 7 2 3 - - -
Passend werk afwijzen - - - 19 12 12 * 1,3 20 18 12
Weinig solliciteren - - - 31 24 25 * 1,3 49 40 43
Dagopleiding zonder toestemming - - - 7 0 0 * 1,3 - -
Vrijwilligerswerk zonder
toestemming
- - - 20 29 26 * 1
- -
Informatieve verplichtingen met
betrekking tot:
Inkomsten naast uitkering (bv.
alimentatie, studiebeurs) (afgelopen
12 maanden wel eens)
Vermogen (spaarrekeningen,
waardepapieren, etc.)
- - - - - 13 12 8
- - - - - 12 10 7
Waardevolle bezittingen - - - - - 8 3 6
Woonsituatie, samenstelling
huishouden
Inlichtingen met betrekking tot
gezondheidssituatie:
Medische diagnose afname
arbeidsongeschiktheid niet
doorgegeven
10 5 6 * 1
Zieker voorgedaan tijdens controle 12 5 7 * 1
Zelf bij werk bemerkt herstel van
arbeidsgeschiktheid niet doorgegeven
In staat meer te werken zonder dit
door te geven
Sancties (afgelopen 12 maanden wel
eens):
- - - - - 6 5 6
- - - - -
- - - - -
16 10 14 * 1 - - - - -
26 17 12 * 1,3
- - - - -
Boete of korting gehad 7 21 14
N.B.: De percentages in de tabel zijn dus niet optelbaar tot een algemene maat voor overtreding, hetgeen hierna wordt
toegelicht.
* = significant verschil op 5%-niveau.
1 = verschil 2000 – 2002; 2 = verschil 2002 – 2004; 3 = verschil 2000 – 2004. De verschillen tussen de jaren 2002 en
2000 zijn mogelijk (deels) te verklaren door een verandering in Randomized response methode.

Voordat wij de schattingen presenteren, maken wij de volgende kantekeningen:
- In Appendix 5: “Het gehanteerde model voor de schatting van de kans op regelovertreding”
wordt aangegeven dat het hiervoor gehanteerde model relatief minder stabiel was voor de
gegevens uit het jaar 2000. Daarom zijn alleen schattingen gemaakt voor het jaar 2002 en 2004.
- Voor de WAO zijn voor het jaar 2002 twee schattingen gemaakt, namelijk een schatting voor
de FtF steekproef en een schatting voor de Capi steekproef. Deze leiden, in drie cijfers
nauwkeurig, tot exact dezelfde schatting.
- Om tot vergelijkbare schattingen te komen, zijn de percentages van degenen die niet volgens
het randomized-response-design antwoorden als volgt gefixeerd (vgl. de Appendix “Het
gehanteerde model voor de schatting van de kans op regelovertreding”): WAO werk Capi:
20%; WAO werk FtF: 13 %; WAO gezondheid: 15%; de overige vier groepen regels: 10 %.
De resultaten staan gegeven in Tabel 4.2. Per groep regelovertredingen worden de volgende
schattingen gepresenteerd:
- het nalevingspercentage voor de groep regels; bijvoorbeeld, voor WAO, inkomen uit arbeid, is
dit voor de Capi steekproef in 2002 76.5 %; dit wil zeggen dat 76.5 % van de respondenten
geen enkele van de regels op het gebied van Inkomen uit arbeid overtreedt; in andere woorden:
100 – 76.5 = 23.5 % van de respondenten overtreedt minimaal een van de regels op het gebied
van Inkomen uit arbeid.
- het 95-% betrouwbaarheidsinterval berekend met een niet-parametrische methode, de zgn.
bootstrapmethode. Voor de schatting van 76.5 is het betrouwbaarheidsinterval dus 70.6 – 82.4.
Tabel 4.2 Nalevingsmaten 2002 en 2004
2002 2004
% 95-% interval % 95-% interval
WAO
Inkomen uit arbeid Capi 76.5 70.6-82.4 81.1 74.2-87.3
FtF 76.5 69.4-83.2
Gezondheid 76.9 71.0-82.9 77.8 69.5-87.8
WW
Inkomen uit arbeid 79.6 73.7-86.0 74.6 68.0-80.6
Medewerkingsverplichtingen 68.6 62.8-74.0 65.5 60.4-71.2
ABW/WWB
Inkomen uit arbeid 72.3 63.9-79.4 71.1 64.2-77.3
Inkomen 67.3 58.5-77.8 70.7 63.8-77.0
Tabel 4.2 leidt tot de conclusie dat de veranderingen tussen 2002 en 2004 niet significant verschillen.
108

Appendix 5: het gehanteerde model voor de schatting van de kans op regelovertreding
Inleiding
Voor het schatten van de prevalentie van regelovertreding wordt door het Ministerie van Sociale
Zaken en Werkgelegenheid gebruik gemaakt van vragenlijstonderzoek. Hiermee wordt in aanvulling
op de uit de administratieve bestanden reeds bekende omvang van fraudeconstateringen ook
kwantitatief inzicht verkregen in het feitelijk voorkomen van fraudegedrag. Deze lijn van onderzoek
wordt ook gekozen door verschillende andere Ministeries, en ondersteund door het Expertisecentrum
Rechtshandhaving van het Ministerie van Justitie.
De vragen die men in vragenlijstonderzoek aan uitkeringgerechtigden wil voorleggen, zijn gevoelig
van aard. Het kan daarom niet verwacht worden dat respondenten, wanneer deze vragen zonder meer
worden voorgelegd, eerlijk zullen antwoorden. Daarom is in vragenlijstonderzoek waarin deze vragen
zijn gesteld, gebruik gemaakt van een speciale vraagtechniek voor gevoelige vragen, namelijk
Randomized response. Het Ministerie van SoZaWe maakt van deze methode gebruik sinds 1996
(validatieonderzoek), gevolgd door een pilot-onderzoek (1998), de eerste meting van de monitor
‘Periodiek onderzoek regelovertreding sociale zekerheid’ (POROSZ 1; 2000), de tweede meting,
POROSZ 2 (2002) en de voorliggende meting, POROSZ 3 (2004).
De Randomized response methode is speciaal ontwikkeld om in enquêtes informatie te verkrijgen over
dergelijke gevoelige onderwerpen. Zij biedt de respondenten een betere waarborg voor anonimiteit van
hun antwoorden, waardoor zij minder moeite zullen hebben om het overtreden van een regel toe te
geven.
De kern van de methode is dat door de introductie van toevalsfactoren in de vragen of antwoorden de
enquêteur noch de onderzoeker weten op welke vragen de respondent naar waarheid heeft geantwoord.
Toch kan achteraf door correctie voor de bekende toevalsfactor, worden geschat welke proportie van
de respondenten het omstreden gedrag heeft toegegeven. De betrouwbaarheid van de antwoorden
wordt met deze procedure aanmerkelijk vergroot.
De Randomized response vraagtechniek kan op verschillende manieren worden ingezet. In dit onderzoek
is gebruik gemaakt van de dobbelsteenmethode. De werkwijze is als volgt. De respondent wordt
een ‘gevoelige’ vraag voorgelegd (bv. ‘Hebt u zwart gewerkt?’), die hij echter niet direct - ten
overstaan van de enquêteur - behoeft te beantwoorden. In plaats daarvan wordt hem gevraagd met
twee dobbelstenen te gooien, en wel zodanig dat de enquêteur de uitkomst niet te zien krijgt. De
uitkomst van de worp is volstrekt willekeurig. Is de uitkomst van de worp 2, 3 of 4, dan dient de
respondent altijd de vraag met ‘ja’ te beantwoorden. Is de uitkomst 11 of 12, dan dient het antwoord
altijd ‘nee’ te luiden. Bij een uitkomst van 5 tot en met 10 dient de respondent naar waarheid te
antwoorden. De verhouding 25% ‘verplicht ja of nee’ antwoorden en 75% ‘naar waarheid’ geeft
volgens de literatuur over Randomized response aan individuele respondenten een zodanige
bescherming dat de meeste van hen, wanneer daarom via de uitkomst van de worp wordt gevraagd,
naar waarheid antwoorden. 3 Voor alle respondenten gezamenlijk kan later worden geschat welk deel
inderdaad zwart gewerkt heeft. 4
3
Fox, J.A. & Paul E. Tracy, The randomized response approach: applicability to criminal justice, research and evaluation,
Evaluation Review, Vol. 4, no. 5, October 1980, 601-622; Moriarty, M. & F. Wiseman, On the choice of a randomization
technique with the randomized response model, Proceedings of the Social Statistics Section of the American Statistical
Association, 1976: 624-626; Soeken, Karen L. & George B. Macready, Respondents perceived protection when using
randomized response, Psychological Bulletin, 1982, Vol. 92, No. 2, 487-489.
4
Door een programmeerfout zijn de door het NIPO gebruikte kansen niet identiek aan P(verplicht ja) = 1/6, P(verplicht nee)
= 1/12 en P(eerlijk antwoorden) = ¾, maar P(verplicht ja) = .1868, P(verplicht nee) = .0671 en P(eerlijk antwoorden) =
109

Uit een meta-analyse 5 blijkt dat Randomized response meer valide antwoorden oplevert dan andere
methoden om valide antwoorden te verkrijgen, vooral indien de onderwerpen gevoeliger van aard
worden.
Het gebruik van de Randomized response methode brengt met zich dat bij de analyse van de aldus
verzamelde data specifieke technieken en modellen moeten worden toegepast. Het Ministerie van
SoZaWe en het Ministerie van Justitie spelen een actieve rol in de verdere ontwikkeling van de bij de
Randomized response methode toe te passen technieken en modellen. Zij dragen bij in het onderzoek
dat naar dit onderwerp wordt verricht bij de Utrechtse afdeling van de Onderzoekschool IOPS
(Interuniversitaire Onderzoekschool voor Psychometrie en Sociometrie). Een nieuwe ontwikkeling op
het gebied van Randomized response, waar in POROSZ 3 gebruik van is gemaakt, wordt in deze
appendix beschreven.
Verdere ontwikkeling van de bij de Randomized response methode toe te passen analysemethoden
De Randomized response methode zoals die in bovenaangehaald onderzoek is gebruikt, kent enkele
beperkingen. Wij bespreken er hier drie.
In de eerste plaats levert de methode weliswaar meer valide schattingen op van de mate waarin
uitkeringsgerechtigden de regels omtrent de uitkering overtreden dan andere vraagmethoden, maar zij
is niet afdoende. Er is naar alle waarschijnlijkheid nog altijd sprake van een onderschatting. Hoe groot
die onderschatting is, is tot op heden onbekend. De onderschatting is een gevolg van het feit dat niet
alle respondenten de RR procedure zullen volgen, bijvoorbeeld omdat zij de RR procedure niet
snappen of omdat zij zich niet veilig genoeg wanen. Om die reden antwoorden zij soms ‘nee’ hoewel
de dobbelsteenmethode aangeeft dat zij ‘ja’ (omdat zij 2, 3 of 4 hebben gegooid) zouden dienen te
antwoorden. Dit leidt tot de genoemde onderschatting van de regelovertreding.
Bijvoorbeeld: in POROSZ 2 was er een vraag naar het doen van “kleinere klusjes voor geldelijke
vergoeding voor of via bekenden zonder dat door te geven aan uitkeringsinstantie”, en voor de WAO
werd in 2002 het percentage uitkeringsgerechtigden dat zich hieraan schuldig maakte geschat op 16%.
Dit percentage is een onderschatting van het werkelijke percentage regelovertreders indien een deel
van de ondervraagde uitkeringsgerechtigden de Randomized response procedure niet volgt door ‘nee’
te zeggen, terwijl zij ‘ja’ zouden moeten zeggen (omdat zij 2, 3 of 4 gooiden, dan wel omdat zij tussen
5 en 10 gooiden en in werkelijkheid de regel hadden overtreden). Het werkelijke
overtredingspercentages zal in dit geval hoger liggen dan 16%. Ten tijde van POROSZ 2 was het niet
mogelijk tot een betere schatting te komen voor deze schatting van de prevalentie .
In de tweede plaats was het rekentechnisch nog niet mogelijk om de percentages voor verschillende
overtredingen bij elkaar op te tellen om zo te komen tot één algemene maat van regelovertreding. Met
andere woorden, indien er drie verschillende vragen naar regelovertreding zijn, welke percentage van
de respondenten heeft dan 0 regels overtreden, welk percentage 1 regel, 2 regels en 3 regels?
.7461. De in dit rapport gehanteerde software is zodanig aangepast dat in de uitkomsten rekening gehouden is met deze
gewijzigde kansen.
5
Een meta-analyse vat al het gepubliceerde onderzoek op een specifiek gebied samen. Hierbij wordt een kwantitatieve
aanpak gehanteerd. Meta-analyses hebben tegenwoordig een hogere status dan een kwalitatieve aanpak bij de beschrijving
van literatuur omdat zij minder willekeurig is en beter controleerbaar is. De referentie van de meta-analyse waar hier naar
wordt gerefereerd is Lensvelt-Mulders, Gerty J.L.M.; Hox, Joop J.; der Heijden, Peter G.M. van; Maas, Cora J.M. (2005).
Meta-Analysis of Randomized Response Research : Thirty-Five Years of Validation. Sociological Methods and Research,
33, 319-348.
110

Voor “gewone” vragen naar regelovertreding is dit te berekenen door een telvariabele te maken die telt
hoe vaak iemand “ja” heeft gezegd. Echter, hier zijn de vragen gesteld met Randomized response,
waarbij een “ja” of “nee” antwoord niet eenduidig verwijst naar het al dan niet overtreden van een
regel omdat een “ja” of “nee” antwoord afgedwongen kan zijn door de dobbelsteen. Een voor de hand
liggende optelling met grote beleidsrelevantie is het percentage respondenten is dat geen van de drie
vragen heeft overtreden. Dit percentage wordt verder aangeduid als het ‘nalevingsniveau’ of
‘nalevingspercentage’.
In de derde plaats kan met de Randomized response methode wel een kans op regelovertreding geschat
worden, maar dit maakt niet duidelijk welke bedragen er met deze overtreding gemoeid zijn. In the
statistische literatuur zijn wel uitbreidingen van Randomized response bekend naar kwantitatieve
variabelen, maar deze zijn slechts theoretisch uitgewerkt in de zin dat er in de praktijk weinig tot geen
ervaring mee is opgedaan.
Op alle drie punten is sinds POROSZ 2 meer ervaring opgedaan.
In deze Appendix zal uitgebreid worden ingegaan op de voortgang met betrekking tot het
eerste punt, omdat vrijwel alle gegevens in het voorliggende rapport tot stand zijn gekomen
met een model dat corrigeert voor het feit dat er respondenten zijn die de Randomized
response methode niet volgen.
Het tweede punt, dat van de naleving, waarbij de score op verschillende fraudehandelingen tot
een overallindicator worden samengevoegd, is inmiddels vormgegeven. Daarbij is een model
ontwikkeld dat is toegepast op gegevens van POROSZ 2 6 . De resultaten hiervan zijn reeds
verwerkt in de Rijksbegroting 2005 SoZaWe.
Het derde punt, de kwantitatieve uitkomsten, is in POROSZ 3 uitgeprobeerd. Inmiddels is
geconstateerd dat voor een goede verwerking een meer specifieke analysetechniek moet
worden ontwikkeld.
Een statistisch model voor een meer valide schatting van de prevalentie van regelovertreding
Recent is een statistisch model ontwikkeld dat poogt de onderschatting van de prevalentie, zoals dat
binnen de Randomized response methode voorkomt, te ondervangen. Wij hebben hiertoe
samengewerkt met Ulf Bockenholt. 7 Een gedetailleerde beschrijving van het model is te vinden in
twee manuscripten ter publicatie aan tijdschriften zijn aangeboden en momenteel worden beoordeeld,
en in een congresbijdrage. 8
6
Rapportage in opdracht van het Ministerie van SoZaWe: P.G.M. van der Heijden, U. Bockenholt en G. van Gils (2005).
Een nieuw model voor het meten van naleving op basis van POROSZ 2. Utrecht: BOA.
7
Ulf Bockenholt is momenteel als hoogleraar werkzaam aan McGill, Montreal, Canada. Hij is in 2004 verkozen tot
President of the Psychometric Society.
8
Congresbijdrage: Bockenholt, U. and P.G.M. van der Heijden (2004). Measuring noncompliance in insurance benefit
regulations with randomized response methods for multiple items. In: A. Biggeri, E. Dreassi, C. Lagazio and M. Marchi, In
(Eds.), 19 th International Workshop on Statistical Modelling. Florence, Italy, pp. 106-110. Manuscripten: (1) Bockenholt,
U. and van der Heijden, P. G. M. (2004). Randomized--Response Models for Measuring Noncompliance: Risk--Return
Perceptions, Social Influences, and Self-Protective Responses. Unpublished manuscript. McGill University. (2)
Bockenholt, U. and van der Heijden, P. G. M. (2005). Do randomized--response designs eliminate response biases? An
empirical study of non--compliance behavior with social--security--benefit regulations in the Netherlands.
111

Dit model biedt in principe de mogelijkheid om:
(i) te schatten welk percentage van de respondenten de RR procedure niet heeft gevolgd;
(ii) volgend uit (i), voor iedere afzonderlijke regel te komen met meer valide schattingen van
regelovertreding, met andere woorden, schattingen waarin de onderschatting een minder
grote rol speelt.
Het model kan worden toegepast indien sprake is van een aantal (minimaal drie) inhoudelijk verwante
vragen naar regelovertreding. Men kan hier binnen de WAO bijvoorbeeld denken aan een aantal
vragen naar regelovertreding op het gebied van arbeid, dan wel regelovertreding op het gebied van
gezondheid.
Het model heeft twee onderdelen 9 :
a) er wordt een schatting gemaakt van het percentage respondenten dat de RR procedure niet
heeft gevolgd. Voor deze groep nemen we aan dat ze systematisch ‘nee’ zeggen, wat ze ook voor
vraag wordt voorgelegd en ongeacht de uitkomst van de worp met de dobbelstenen. We noemen
deze groep “degenen die niet volgens het Randomized-response-design antwoorden”.
b) Voor de mensen die de RR procedure wel hebben gevolgd, wordt onderzocht of de vragen
waarop het model wordt toegepast hetzelfde zogenaamde ‘latent kenmerk’ meten. Een latent
kenmerk is een kenmerk dat je niet kunt zien maar waarvan je aanneemt dat het er is. Hier gaat het
om het latente kenmerk ‘regelovertreding’. Bij drie vragen loopt dat latente kenmerk van 0 tot 3.
Het model dat wij hiervoor gebruiken is erg populair in de psychometrie en staat bekend als het
Rasch model. Het Rasch model is een van de bouwstenen van het model. Het Rasch model is een
probabilistische versie van de zgn. Guttman schaal.
Onderdeel (a) is een simpele aanname over het gedrag van respondenten die de Randomized response
procedure niet volgen. Hoe wordt dit percentage geschat? De schatting van het percentage maakt
onderdeel uit van de schatting van het gehele model. De schatting van het gehele model vindt plaats
met de maximum likelihood methode. Kort gezegd komt hierbinnen de schatting van het percentage
van degenen die niet volgens het Randomized-response-design antwoorden als volgt tot stand: bij drie
items zijn er 2x2x2 frequenties met ja/nee antwoorden geobserveerd. Volgens een Rasch model
moeten die frequenties een bepaald patroon volgen. Nu vinden we in de data dat de frequentie voor
“nee-nee-nee” veel groter is dan volgens het Rasch model mag. Een stuk van die frequentie, namelijk
dat deel dat de frequentie te groot is, leidt tot een schatting van het percentage van degenen die niet
volgens het Randomized-response-design antwoorden.
Indien er geen respondenten zijn die niet volgens het Randomized-response-design
antwoorden,zouden zijn, zou de kans op overtreding van een bepaalde regel als volgt tot stand komen:
dus
P(2,3,4) = 1/6 en P(5,6,7,8,9,10) = ¾,
P(ja) = 1/6 + ¾*P(regelovertreding),
9 Het model is veel algemener dan hier beschreven. Wij beschrijven hier alleen die delen die in deze rapportage worden
gebruikt. Het model is ook gebruikt bij het schatten van de eerder genoemde nalevingspercentages. Enkele andere
uitbreidingen: (i) Het is ook mogelijk om meer dan een latent kenmerk te veronderstellen. Dit is bijvoorbeeld zinnig bij de
WAO door een latent kenmerk aan te nemen voor de items A1, A2 en A3, en een latent kenmerk voor items D1, D2, D3 en
D4. Het eerste latente kenmerk is dan ‘naleving van regels voor het rapporteren van inkomen uit arbeid’ en het tweede is
dan ‘naleving van regels voor het rapporteren van de gezondheidstoestand’. Voor elk latent kenmerk kan apart een
percentage uit onderdeel a geschat worden.
112

zodat
P(regelovertreding) = 4/3*[P(ja) – 1/6].
Indien deze er er niet zouden zijn, zou een schatting van P(ja) gelijk zijn aan:
Schatting P(ja) = (aantal ja-antwoorden)/(totaal aantal respondenten). (1)
Nu er sprake is van mensen die de Randomized response procedure niet hebben gevolgd, dient het
totaal aantal respondenten hiermee verminderd te worden. Stel het geschatte percentage van die
categorie is 10 %, dan wordt:
Schatting P(ja) = (aantal ja-antwoorden)/(90 % van totaal aantal respondenten). (2)
Dit laat zien dat de schattingen op regelovertreding omhoog gaan door rekening te houden met de
aanwezigheid van respondenten die niet volgens het Randomized-response-design antwoorden.
Wij maken nog enkele aanvullende opmerkingen om de consequenties van het model duidelijker te
maken.
Het model maakt geen onderscheid tussen respondenten die randomized response niet snappen en
respondenten die zich niet veilig genoeg wanen. Het model licht een deel van die respondenten er uit
die systematisch ‘nee’ hebben gezegd. Dus de respondenten die RR niet snappen zitten alleen in onze
kans voor “nee-zeggen” als niet-snappen leidt tot systematisch ‘nee’ zeggen.
Voor wat betreft component b) van het model merken we op dat het zinvol is om, als tussenstap, het
Raschmodel te gebruiken. Het Rasch model is heel geschikt om te onderzoeken of vragen hetzelfde
latente kenmerk meten. Het Rasch model maakt het vervolgens mogelijk om component a) (het
percentage van degenen die niet volgens het Randomized-response-design antwoorden), te schatten
indien het aantal vragen minimaal drie is. Als er namelijk drie vragen zijn, dan heb je 2x2x2 = 8
frequenties, en dit leidt tot 7 onafhankelijke kansen. Geschat worden 3 parameters voor de vragen, 1
zogenaamde discriminatieparameter, en de kans op “nee”-zeggen. Dit model heeft dan 7-3-1-1 = 2
vrijheidsgraden. Indien er echter slechts twee vragen zijn, dan is het model met zowel component a)
als b) niet te schatten: indien er twee vragen zijn, dan zijn er 2x2 = vier frequenties, dus 3
onafhankelijke kansen. Je kunt dan maximaal drie parameters schatten. Indien het aantal vragen
kleiner is dan drie, dus twee, dan heeft het Rasch model twee parameters voor de twee vragen nodig,
en 1 discriminatieparameter. Je hebt dan geen vrijheidsgraden meer om het percentage van degenen
die niet volgens het Randomized-response-design antwoorden te schatten. De wijze waarop we
hiermee in voorkomende gevallen zijn omgegaan is door dit percentage niet voor die specifieke
dataset te schatten, maar een gefixeerde waarde te gebruiken die we vinden binnen de analyse van
andere groepen regelovertredingen waar dit percentage wel valt te schatten.
Er zijn twee redenen om vertrouwen te hebben in het voorliggende model.
In de eerste plaats biedt het model een redelijke verklaring voor een tot dusverre moeilijk te verklaren
fenomeen dat in POROSZ 2 optrad. In POROSZ 2 werden voor de WAO twee verschillende
dataverzamelingsmethoden gehanteerd, namelijk een methode interviewde respondenten face-to-face,
en andere methode maakte gebruik van een accespanel van het NIPO waar mensen over het internet
werden benaderd.
113

Indien we ongecorrigeerde schattingen maken met (1) gaf voor de vraag naar zwart werk in de face-toface
steekproef 2.7 % van de respondenten toe zwart te werken terwijl dit voor de access panel
steekproef 7.3 % was; kortom een verschil van 4.6 %. Indien we de gecorrigeerde schattingen maken
met (2) vinden we voor de face-to-face steekproef 9,8 % terwijl we voor de access panel steekproef
12,1 % vinden; kortom een veel kleiner verschil van 2.3 %. 10 Dit komt omdat voor het access panel het
aantal mensen dat niet volgens het Randomized-response-design antwoordt, geschat is op 20 % terwijl
dit voor de face-to-face steekproef 13 % was. De verklaring die dit model dus biedt, is dat
respondenten binnen de face-to-face steekproef vaker de Randomized response procedure hebben
gevolgd, en dus vaker eerlijk hebben geantwoord. In de Appendix Naleving is een vergelijkbaar maar
nog extremer voorbeeld te vinden dat vertrouwen geeft in het model: het nalevingspercentage voor
zowel de face-to-face steekproef als voor de access panel steekproef is exact hetzelfde: 76.5 %.
Een tweede reden om vertrouwen te hebben in het voorliggende model is dat het model goed bij de
data past. Dit blijkt uit zgn. chi-kwadraattoetsen, waarmee (bijvoorbeeld voor een set van drie vragen
2x2x2 = 8) geobserveerde frequenties worden vergeleken met schattingen van verwachte frequenties
die het model oplevert. Voor vrijwel alle analyses die wij hebben uitgevoerd is de chikwadraattoets
niet significant, wat betekent dat het opstellen van een ingewikkelder model niet veel oplevert. Er zijn
ingewikkeldere aannames mogelijk voor het niet volgen van de Randomized response procedure.
Dergelijke ingewikkeldere aannames zijn onderzocht in Bockenholt en Van der Heijden (2005; zie
noot 6) en het bleek dat de gegevens geen aanleiding geven ingewikkelder veronderstellingen te
maken dan de twee simpele aannamen a) en b). Bijvoorbeeld, men zou zich ook kunnen afvragen of er
ook mensen zijn die systematisch “ja” zeggen, ongeacht de vraag die aan hun wordt voorgelegd. Uit
de geanalyseerde gegevens blijkt echter dat deze groep niet bestaat, althans, niet groot genoeg is om
hier in het model een parameter voor op te nemen. Het model is dus probaat genoeg om de
voorliggende data goed adequaat te beschrijven.
In het licht van deze laatste opmerking is het zinnig de vraag te bespreken of de voorliggende
schattingen, die gebaseerd zijn op de respondenten die het Randomized-response-design wel volgen,
nu nog steeds onderschattingen kunnen zijn. Er zijn twee redenen die er toe kunnen leiden dat de
voorliggende (dus voor degenen die niet volgens het Randomized-response-design antwoorden)
gecorrigeerde schattingen nog steeds een onderschatting laten zien.
In de eerste plaats weten we niet wat het percentage regelovertreders is binnen die categorie. Door
schattingen met formule (2) te berekenen nemen we feitelijk aan dat binnen die categorie de kans op
regelovertreding identiek is aan die van de degenen die wel volgens het Randomized-response-design
antwoorden. Indien er echter onder de eerstgenoemde categorie een grotere kans is op
regelovertreding, dan zijn de gerapporteerde kansen nog steeds te interpreteren als onderschattingen.
10
Dit verschil binnen het betrouwbaarheidsinterval rondom de waarde nul, zodat het onverstandig is voor dit verschil een
inhoudelijke verklaring naar voren te brengen.
114

In dit licht zijn resultaten van belang uit Bockenholt en Van der Heijden (2004) 11 die laten zien dat
voor de WAO in POROSZ 2 er een relatie is tussen het zijn van bedrieger enerzijds en het minder
goed begrijpen van de instructies en het hebben van een lage opleiding anderzijds. Uit de voorliggende
POROSZ 3 rapportage blijkt echter het tegenovergestelde voor de variabele opleiding: voorzover er
relaties zijn tussen regelovertreding en opleiding, overtreden juist mensen met een hogere opleiding
vaker een regel. Dit maakt het minder aannemelijk dat de groep die niet volgens het Randomizedresponse-design
antwoordt voor een groter deel bestaat uit mensen die regel overtreden dan de mensen
die het Randomized-response-design hebben gevolgd. Wij concluderen daarom voorzichtig dat een
interpretatie als onderschatting ten gevolge van een overschot aan regelovertreders onder de degenen
die niet volgens het Randomized-response-design antwoorden niet waarschijnlijk is.
In de tweede plaats is het mogelijk dat respondenten wel het Randomized-response-design volgen
indien zij geforceerd ‘ja’ dienen te zeggen (d.w.z. bij een worp 2, 3 of 4) maar niet het Randomizedresponse-design
volgen indien zij eerlijk dienen te antwoorden (d.w.z. bij een worp 5, 6, 7, 8, 9 of 10)
en een regelovertreding zouden dienen toe te geven: in dit laatste geval liegen ze. Een dergelijke
overtreding van het Randomized-response-design is in zijn algemeenheid door het model heel moeilijk
op te sporen (het kan leiden tot een schending van het Rasch deel van het model), en niet indien dit
vooral optreedt bij de regelovertredingen met een relatief lagere prevalentie (dan is het Rasch deel van
het model niet geschonden). Wij hebben geen aanwijzingen of dergelijke overtredingen van de
Randomized response procedure wel of niet plaatsvinden. Indien zij echter geregeld plaatsvinden, dan
leidt dit voor de betreffende regelovertreding tot een onderschatting.
Hoewel er dus theoretisch gezien twee redenen zijn dat de voorliggende schattingen nog steeds een
onderschatting te zien kunnen geven, is het aannemelijk, door de redelijkheid van de
veronderstellingen, dat wij met dit model een grote stap hebben gemaakt om het realiteitsgehalte van
de schattingen te vergroten. Het is ook duidelijk dat nader onderzoek naar wat kenmerken van de
categorie die niet volgens het Randomized-response-design antwoordt zijn, gewenst is.
Enkele resultaten voor de onderzochte modellen
De modellen zijn onderzocht op zeven groepen van regelovertredingen:
WAO: vragen naar regelovertreding m.b.t. werk, in 2000 en 2002 drie vragen, in 2004 twee vragen;
WAO: vragen naar regelovertreding m.b.t. gezondheid, elk jaar vier vragen
WW: vragen naar regelovertreding m.b.t. werk, in 2000 en 2002 drie vragen, in 2004 twee vragen;
WW: vragen naar regelovertreding m.b.t. medewerkingsverplichtingen, elk jaar vijf vragen
ABW/WWB: vragen naar regelovertreding m.b.t. werk, in 2000 en 2002 drie vragen, in 2004 twee vragen;
ABW/WWB: vragen naar regelovertreding m.b.t. medewerkingsverplichtingen, elk jaar twee vragen
ABW/WWB: vragen naar regelovertreding m.b.t. informatieve verplichtingen, elk jaar vier vragen
Voor de formulering van de vragen naar regelovertreding verwijzen wij naar het rapport.Wij
rapporteren hier allereerst de geschatte percentage van degenen die niet volgens het Randomizedresponse-design
antwoorden voor ieder van de modellen. Wij memoreren dat dit percentage niet te
schatten is indien het aantal regelovertredingen twee is (zie hierboven). Daarnaast heeft de
dataverzameling in de WAO in POROSZ 2 op twee manieren plaatsgevonden, namelijk met
huisbezoek (face-to-face, dobbelsteenmethode, waarbij de antwoorden op Randomized response
vragen door de respondent zelf op de computer werden ingetikt) en via internet (Casi, computer
assisted self interviewing, dobbelsteenmethode, bij respondenten die deel uit maken van een
herhaaldelijk benaderde groep respondenten, een zgn. access panel). In 2000 hebben alle interviews
plaatsgevonden met FtF, maar met de kaartmethode voorgesteld door Kuk.
11
Bockenholt, U. and van der Heijden, P. G. M. (2004). Randomized--Response Models for Measuring Noncompliance:
Risk--Return Perceptions, Social Influences, and Self-Protective Responses. Unpublished manuscript. McGill University.
115

In 2002 hebben alle WW en ABW interviews plaatsgevonden met Casi, de dobbelsteenmethode,
evenals alle WAO, ABW en ABW/WWB interviews in 2004. De resultaten voor de schattingen zijn te
vinden in Tabel 5.1.
Tabel 5.1: geschatte percentages van degenen die niet volgens het Randomized-response-design
antwoorden
WAO 2000 2002 2002 2004
FtF Casi
Werk .239 .127 .195 ---
Gezondheid .128 .144 .161 .110
WW 2000 2002 2004
Werk .153 .095 ---
Medewerk. .055 .100 *
ABW/WWB 2000 2002 2004
Werk .152 .109 ---
Medewerk. --- --- ---
Informatie .167 .095 .074
---: kans kon niet geschat worden omdat groep vragen slechts twee groot was
* model niet geconvergeerd
Voor het jaar 2000 (POROSZ1) bleek het model relatief instabiel. Dit is het gevolg van het feit dat er
2000 gebruik is gemaakt van de kaartmethode. Deze kaartmethode geeft de respondenten erg veel
veiligheid (in de zin dat zij een relatief geringere kans hebben om eerlijk te moeten antwoorden), met
als gevolg dat er minder informatie over regelovertreding in de data zit. Hierdoor zijn de schattingen
van het model voor 2000 minder betrouwbaar dan die in 2002 (POROSZ2) en 2004 (POROSZ3). Wij
hebben daarom aan de schattingen voor het jaar 2000 minder waarde gehecht dan aan de andere
schattingen. In de hoofdtekst van het rapport hebben wij dit tot uitdrukking gebracht door aan te geven
dat veranderingen in de percentages tussen 2000 en 2002 mogelijk het gevolg zijn van de
methodenwisseling tussen deze jaren (namelijk van de face-to-face kaartmethode naar de casidobbelsteenmethode).
Daarnaast waren er in 2004 bij de WW voor de medewerkingsverplichtingen
convergentieproblemen, waardoor het model niet geschat kon worden.
De schatting van de percentages regelovertreding voor de afzonderlijke vragen is gevoelig voor de
schatting van de percentages van degenen die niet volgens het Randomized-response-design
antwoorden, omdat bij het verwijderen van die categorie uit de gegevens het relatieve aantal ‘ja’zeggers
groter wordt en hierdoor dus de percentages regelovertreding stijgen. Om er voor te zorgen dat
de schattingen van de percentages regelovertreding voor de afzonderlijke vragen in 2002 vergelijkbaar
zijn aan die in 2004, dient het percentage van degenen die niet volgens het Randomized-responsedesign
antwoorden in 2002 identiek te zijn aan dit percentage in 2004. Dit pleit voor het fixeren van
deze percentages op een over 2002 en 2004 identieke waarde. Wat hier ook voor pleit is dat het niet
aannemelijk is dat de schattingen van de percentages in tabel 5.1 over de jaren heen snel als feitelijke
ontwikkelingen kunnen worden beoordeeld, omdat zij namelijk grote betrouwbaarheidsintervallen
kennen (deze zijn niet bepaald voor de schattingen uit Tabel 5.1, maar resultaten uit Bockenholt en
Van der Heijden (2005) laten zien dat aldaar een schatting van 13.3 % een betrouwbaarheidsinterval
heeft dat loopt van 7.4% tot 19.5 %). Om deze twee redenen hebben wij niet de schattingen uit tabel
5.1 direct gebruikt, maar de schattingen gefixeerd op bepaalde waarden en de modellen opnieuw
geschat waarbij het percentage van degenen die niet volgens het Randomized-response-design
antwoorden is gefixeerd.
116

Dit maakt het ook mogelijk het model te schatten in die situaties dat het aantal regelovertredingen per
groep twee is. Dit geldt voor de WAO 2004 werk, WW 2004 werk, WWB 2004 werk en ABW/WWB
2000-2004 medewerkingsverplichtingen.
De percentages waarop deze zijn gefixeerd, zijn te vinden in Tabel 5.2. Hierbij zijn als waarden
waarop de percentages zijn gefixeerd steeds ronde getallen genomen. We hebben voor het bepalen van
de gefixeerde ronde getallen voornamelijk gebruik gemaakt van de schattingen in tabel 5.1 voor 2002
en 2004, en hier de schattingen voor 2000 op afgestemd:
voor Werk WAO zijn in 2002 twee waarden bepaald omdat de schattingen in tabel 5.1 zoveel
uiteenliepen, en de resultaten een groot deel van het verschil voor Zwart werk kon verklaren tussen de
FtF 2002 meting en de Casi 2002 meting (zie hierboven); de 2004 meting is een Casi meting en
daarom is ook hier 20% genomen;
voor Gezondheid is het percentage bepaald op 15%, ruwweg het gemiddelde over 2002 en 2004;
voor de WW zijn alle percentages gefixeerd op 10% (vgl. de schattingen in tabel 5.1 voor 2002),
behalve voor de medewerkingsverplichtingen, die op 5% zijn gefixeerd; hier is voor gekozen omdat
anders de schattingen voor 2000 nog meer uit de pas zouden lopen met de andere jaren (dit illustreert
de eerder genoemde onbetrouwbaarheid van de resultaten voor het jaar 2000);
voor de ABW zijn de percentages gefixeerd op 10%, ruwweg het gemiddelde voor de drie
aanwezige schattingen in 2002 en 2004;
voor de vraag naar Korting of Boete is voor de WAO een percentage van 15% gehanteerd, en voor
de WW en ABW/WWB een percentage van 10%.
Tabel 5.2: gefixeerde percentages van degenen die niet volgens het Randomized-response-design
antwoorden
WAO 2000 2002 2002 2002 2004
FtF Casi samen
Werk .200 .130 .200 .200
Gezondheid .150 .150 .150
WW 2000 2002 2004
Werk .100 .100 .100
Medewerk. .050 .100 .100
ABW/WWB 2000 2002 2004
Werk .100 .100 .100
Medewerk. .100 .100 .100
Informatie .100 .100 .100
De schattingen van de modellen op basis van de gefixeerde percentages van deze categorie leveren
ook schattingen op van de frequenties van antwoord patronen. Bijvoorbeeld voor WAO Werk 2000
zijn er schattingen voor de frequenties van de antwoordpatronen 000, 001, 010, 011, 100, 101, 110,
111 (0 is ‘nee’, 1 is ‘ja’). Van de schatting van de frequentie voor 000 wordt vervolgens 20 % van de
steekproefomvang afgetrokken. Vervolgens worden op basis van de aldus ontstane acht schattingen
van frequenties met formule (2) (zie hierboven) de univariate schattingen op regelovertreding
berekend, die gevonden zijn in Tabel 1 van het hoofdrapport.
117

Consequenties voor overige analysetechnieken
Naast aanpassing van de schatting van de univariate percentages op regelovertreding dienen de
volgende analyse technieken te worden aangepast:
betrouwbaarheidsintervallen voor de univariate percentages;
logistische regressie;
answer tree.
In deze aanpassingen dient rekening gehouden te worden met het percentage van degenen die niet
volgens het Randomized-response-design antwoorden.
Voor de betrouwbaarheidsanalyses is voor elke afzonderlijke regelovertreding een percentage neezeggers
verwijderd dat gelijk is aan het percentage van die groep. Vervolgens is met een bootstrap
procedure het betrouwbaarheidsinterval geschat, rekening houdend met het feit dat de gegevens
verzameld zijn met het Randomized-response-design.
Voor de logistische regressie is als volgt met de deze categorie rekening gehouden. In de ideale
situatie zouden de degenen die niet volgens het Randomized-response-design antwoorden zelf
verwijderd zijn. Dit zou ideaal zijn omdat de samenhang tussen de degenen die niet volgens het
Randomized-response-design antwoorden en de afhankelijke variabele kan verschillen van de
samenhang tussen degenen die wel het Randomized-response-design volgen en de afhankelijke
variabele. In dit tijdbestek is het echter niet mogelijk de personen te identificeren die met de grootst
mogelijke aannemelijkheid het Randomized-response-design niet volgen. Daarom is er voor gekozen
alle ‘nee-zeggers’ een dusdanig lager gewicht te geven dat uit de totale groep ‘nee-zeggers’ een
percentage wordt verwijderd dat gelijk is aan het percentage van degenen die het Randomizedresponse-design
niet volgen. Hierdoor zijn de percentages die de logistische regressie oplevert in
overeenstemming met de percentages van regelovertreding die het model heeft opgeleverd.
Voor de answer tree speelt dezelfde problematiek als voor de logistische regressie en is een identieke
aanpak gekozen als die gebruikt is voor de logistische regressie.
Rest te vermelden dat alle analyses zijn uitgevoerd met gewichten zodat de gegevens zijn gewogen
naar bekende populatiekenmerken.
118

Appendix 6: De T11 in een staafdiagram
Inleiding
De tweede presentatievorm van de T11 is een staafdiagram dat de percentages respondenten weergeeft
die worden gekwalificeerd als ‘kwetsbaar’, ‘middengroep’ en ‘veilig’. De donkere arcering wijst op
kwetsbaarheid, de grijze arcering geeft het ‘veilige’ gebied aan en de lichte arcering het middengebied.
Een respondent is ‘kwetsbaar’ ten aanzien van een dimensie, als hij of zij voor die dimensie van een
houding getuigt die eerder met overtreding dan met naleving samengaat.
De WAO
Tussen 2002 en 2004 is vooral het ‘middengebied’ gegroeid, vooral ten kosten van het ‘kwetsbare’
gebied, maar ook door kleine verschuivingen vanuit het ‘veilige’ gebied. WAO-ers zijn dus over het
algemeen iets neutraler komen te staan tegenover factoren die een rol kunnen spelen bij naleving en
overtreding van de regels.
Binnen de sanctiedimensie lijkt zich nu een nieuwe ontwikkeling voor te doen. Tussen 2000 en 2002
nam hier het ‘veilige’ gebied af en het midden- en ‘kwetsbare’ gebied groeide. Tussen 2002 en 2004
is een iets grotere groep WAO-ers een ‘veilige’ positie gaan innemen ten aanzien van de twee
sanctiedimensies T10 (de kans op sanctie) en T11 (de ernst van een sanctie).
De WW
Over de periode 2000-2004 is de meest duidelijke en consistente ontwikkeling voor de WW voor bijna
alle dimensies een kleinere of grotere verschuiving naar het middengebied. De WW-ers zijn dus vooral
neutraler komen te staan tegenover factoren die naleving en overtreding van de uitkeringsregels
kunnen beïnvloeden. Deze ontwikkeling gaat vooral ten koste van het ‘veilige’ gebied.
Het minder ‘veilig’ worden van de dimensie ‘kans op een sanctie’ (T10) die in 2002 was te
constateren, lijkt tot staan gebracht. De kans op een sanctie wordt iets hoger ingeschat en de dimensie
is daarmee iets veiliger geworden tussen 2002 en 2004.
De ABW/WWB
Bij de ABW/WWB veranderen tussen 2002-2004 de dimensies die vooral een kenmerk zijn van de
uitkeringsgerechtigden zelf, zoals de kennis van de regels (T1a), mate waarin de regels van de
uitkering duidelijk worden geacht (T1b), de mate waarin men denkt dat naleven moeite kost (T2), de
acceptatie van de regels (T3) en de vrees voor verklikken (T6). Deze dimensies veranderen in
negatieve zin. Het ‘veilige’ gebied neemt af, in veel gevallen ten voordele van het middengebied en in
een aantal gevallen ook ten voordele van het ‘kwetsbare’ gebied. Voor dimensies trouw aan de wet
(T4), en de vrees om te worden verklikt (T6) of te worden veroordeeld door de omgeving (T5) is er
(vooralsnog) vooral sprake van een meer neutrale, mogelijk een meer afwachtende houding. Bij deze
dimensies groeit vooral het middengebied.
Ook bij de ABW/WWB lijkt de beduchtheid voor sancties iets toe te nemen. Het ‘veilige’ gebied voor
de dimensies T10 (kans op een sanctie) en T11 (ernst van de sanctie) groeit met enige procentpunten
tussen 2000 en 2004.
119

Diagram 6.1a
100%
80%
60%
40%
20%
0%
Diagram 6.1b
100%
80%
60%
40%
20%
0%
o T6: informele meldingskans:
2000
2002
2004
o T7a: kans administratieve controle:
Risicospreidingsdiagram T11, WAO 2000 - 2004, T1 - T5
o T1a: kennis regels:
2000
2002
2004
o T1b: duidelijkheid regels:
2000
2002
2004
o T2a: kosten naleven:
2000
2002
2004
o T2b: baten overtreden:
2000
2002
2004
o T3: acceptatie regels:
2000
2002
2004
o T4: trouw aan wet:
2000
2002
2004
o T5: informele sanctie:
2000
2002
2004
Risicospreidingsdiagram T11, WAO 2000 - 2004, T6 - T11
2000
2002
2004
o T7b: kans fysieke controle:
2000
2002
2004
o T8: detectiekans:
2000
2002
2004
o T9: selectiviteit controle:
2000
2002
2004
o T10: sanctiekans:
2000
2002
2004
o T11: ernst sanctie:
2000
2002
2004
120
veilig
midden
kwetsbaar
veilig
midden
kwetsbaar

Diagram 6.2a
100%
80%
60%
40%
20%
0%
Diagram 6.2b
100%
80%
60%
40%
20%
0%
o T6: informele meldingskans:
2000
2002
2004
o T7a: kans administratieve controle
Risicospreidingsdiagram T11, WW 2000 - 2004, T1 - T5
o T1a: kennis regels:
2000
2002
2004
o T1b: duidelijkheid regels:
2000
2002
2004
o T2a: kosten naleven:
2000
2002
2004
o T2b: baten overtreden:
2000
2002
2004
o T3: acceptatie regels:
2000
2002
2004
o T4: trouw aan wet:
2000
2002
2004
o T5: informele sanctie:
2000
2002
2004
Risicospreidingsdiagram T11, WW 2000 - 2004, T6 - T11
2000
2002
2004
o T7b: kans fysieke controle:
2000
2002
2004
o T8: detectiekans:
2000
2002
2004
oT9:selectiviteit controle:
121
2000
2002
2004
o T10: sanctiekans:
2000
2002
2004
o T11: ernst sanctie:
2000
2002
2004
veilig
midden
kwetsbaar
veilig
midden
kwetsbaar

Diagram 6.3a
100%
80%
60%
40%
20%
0%
2000
2002
2004
Risicospreidingsdiagram T11, ABW/ WWB 2000 - 2004, T1 - T5
2000
2002
o T1a: kennis regels: o T1b: duidelijkheid
regels:
Diagram 6.3b
100%
80%
60%
40%
20%
0%
o T6: informele meldingskans
2000
2002
2004
o T7a: kans administratieve control
2004
2000
2002
2004
o T2a: kosten naleven: o T2b: baten
overtreden:
2000
2002
2004
122
2000
2002
o T3: acceptatie
regels:
Risicospreidingsdiagram T11, ABW/ WWB 2000 - 2004, T6 - T11
2000
2002
2004
o T7b: kans fysieke controle
2000
2002
2004
o T8: detectiekans:
2000
2002
2004
o T9: selectiviteit controle
2004
2000
2002
2004
2000
2002
2004
2000
2002
o T4: trouw aan wet: o T5: informele
sanctie:
o T10: sanctiekans:
2000
2002
2004
o T11: ernst sanctie:
2000
2002
2004
2004
veilig
midden
kwetsbaar
veilig
midden
kwetsbaar