Hans De Witte, Sjoerd Goslinga, Antonio Chirumbolo, Johnny Hellgren, Katharina Näswall & Magnus Sverke*

Transcriptie

1 Baanonzekerheid als schending van het psychologisch contract bij vakbondsleden: gevolgen voor vakbondsattitudes en opzegintentie in België en Nederland Hans De Witte, Sjoerd Goslinga, Antonio Chirumbolo, Johnny Hellgren, Katharina Näswall & Magnus Sverke* Deze bijdrage exploreert de gevolgen van baanonzekerheid voor leden van een vakbond. Startend van de vaststelling dat de meeste werknemers lid worden uit instrumentele motieven, en gebruikmakend van de psychologische contracttheorie, wordt verondersteld dat baanonzekerheid onder vakbondsleden samengaat met de perceptie van beperktere steun vanwege de vakbond, lagere tevredenheid met en betrokkenheid bij de vakbond, en een verhoogde intentie om het lidmaatschap op te zeggen. Deze hypothesen werden getoetst in België en Nederland. De hypothese dat baanonzekerheid samengaat met een verlaging van de gepercipieerde vakbondssteun, werd bevestigd. In België werd steun gevonden voor de verwachte samenhang tussen baanonzekerheid en respectievelijk tevredenheid en opzegintentie. In geen van beide landen hing baanonzekerheid samen met vakbondsbetrokkenheid. Deze vaststellingen bieden gedeeltelijke steun voor de veronderstelling dat baanonzekerheid door vakbondsleden als een schending van hun psychologisch contract met hun vakbond wordt ervaren. Trefwoorden: baanonzekerheid, psychologisch contract, vakbond 1 Introductie De laatste decennia van de vorige eeuw werden gekenmerkt door belangrijke organisationele veranderingen. Grootschalige herstructureringen, fusies, downsizing en bedrijfssluitingen gingen gepaard met massale personeelsafdankingen (Kozlowski, Chao, Smith & Hedlung, 1993). Ook het aandeel tijdelijke werknemers nam toe (Purcell & Purcell, 1998). Deze evoluties hebben wellicht bijgedragen tot baanonzekerheid bij werknemers (OECD, 1997). * Hans De Witte (KULeuven, België), Sjoerd Goslinga (FIOD-ECD; voorheen: VU Amsterdam, Nederland), Antonio Chirumbolo (Universiteit Rome, Italië), Johnny Hellgren, Katharina Näswall en Magnus Sverke (Stockholm University, Zweden). Het hier gerapporteerde onderzoek is onderdeel van een ruimer Europees project ( European unions in the wake of flexible production, zie: Sverke et al., 2001). Magnus Sverke kreeg hiervoor financiering toegezegd door het Swedish National Institute for Working Life, via het Joint Programme for Working Life Research in Europe (SALTSA). Correspondentieadres: Hans De Witte, Onderzoeksgroep voor Stress, Gezondheid en Welzijn, Departement Psychologie, KULeuven, Tiensestraat 102, 3000 Leuven, België. Hans.dewitte@psy.kuleuven.ac.be Gedrag en Organisatie , nr. 1 1

2 Baanonzekerheid verwijst naar de bezorgdheid over het voortbestaan van de arbeidsplaats (Van Vuuren, 1990). Het betreft een subjectieve perceptie van werknemers, die betrekking heeft op onzekerheid over hun toekomst: het is voor de betrokken werknemers onzeker dat ze de huidige arbeidsplaats zullen behouden, dan wel zullen verliezen. Vaak verwijst men in definities eveneens naar gevoelens van machteloosheid om de gewenste jobcontinuïteit te behouden en naar het ongewenste en onvrijwillige karakter van baanonzekerheid (bv. Greenhalgh & Rosenblatt, 1984). Over de gevolgen van baanonzekerheid kwam gedurende de laatste decennia een vrij omvangrijke onderzoekstraditie tot stand (bv. Klandermans & Van Vuuren, 1999; Sverke, Hellgren, Näswall, Chirumbolo, De Witte & Goslinga, 2004). Deze documenteerde dat baanonzekerheid een negatieve impact heeft op de gezondheid, het welzijn en de arbeidsattitudes van individuele werknemers (voor een overzicht, zie bv.: De Witte, 1999; Sverke & Hellgren, 2002). Uit een meta-analytische studie blijkt bevoorbeeld dat baanonzekerheid vrij sterk samenhangt met een lagere arbeidstevredenheid (Sverke, Hellgren & Näswall, 2002). Baanonzekerheid beïnvloedt ook diverse organisationele attitudes en gedragingen, waardoor het eveneens gevolgen heeft voor de organisatie. Zo hangt de perceptie van baanonzekerheid samen met een lagere bedrijfsbinding, met minder vertrouwen in de bedrijfsleiding en met de intentie om het bedrijf te verlaten (zie de zojuist vermelde meta-analyse van Sverke et al., 2002). Onderzoek naar de consequenties van baanonzekerheid heeft zich haast uitsluitend toegespitst op de gevolgen voor individu (gezondheid en welzijn) en bedrijf (zoals binding en verloop). Andere domeinen kregen opvallend weinig onderzoeksaandacht. Zo werd veel minder aandacht besteed aan de gevolgen van baanonzekerheid voor de vakbeweging en voor aspecten van vakbondsparticipatie 1. Deze gevolgen staan centraal in dit artikel. Aan de hand van data uit België en Nederland wordt nagegaan op welke wijze de perceptie van baanonzekerheid samenhangt met diverse attitudes ten opzichte van de vakbeweging en met de intentie om het lidmaatschap op te zeggen. We spitsen ons daarbij toe op vakbondsleden. Intenties om het lidmaatschap op te zeggen kunnen immers enkel bij deze laatsten worden onderzocht, terwijl de behandelde attitudes tevens betrekking hebben op de beoordeling van het lidmaatschap en op de diensten die de vakbeweging aan haar leden verstrekt. 2 Baanonzekerheid bij vakbondsleden We motiveren eerst waarom we het vakbondslidmaatschap centraal stellen in onze analyse, en belichten daarbij tevens de motieven om lid te worden (en te blijven) van een vakbond. Daarna behandelen we het theoretisch perspectief van deze bijdrage, en de hypothesen die eruit worden afgeleid. 2.1 (Motieven voor) vakbondslidmaatschap als uitgangspunt Vakbondsparticipatie is geen ééndimensioneel gegeven. De diverse vormen van participatie kunnen worden ingedeeld volgens de dimensies intensiteit en duurzaamheid (Klandermans, 1996). Participatie kan een geringe of een aanzienlijke inspanning vergen (intensiteit), terwijl ze tevens eenmalig kan zijn of voor onbepaalde duur (duurzaamheid). Vakbondslidmaatschap is in principe duurzaam (voor onbepaalde tijd), en vergt een eerder beperkte inspanning van het individu. Een dergelijke participatievorm contrasteert met activiteiten met een grotere intensiteit, zoals de deelname aan stakingen of het opnemen van een positie als kaderlid. 2 Gedrag en Organisatie , nr. 1

3 In deze bijdrage spitsen we ons toe op de meest basale vorm van vakbondsparticipatie: het lidmaatschap van een vakbond. De keuze voor deze basisvorm van vakbondsparticipatie ligt voor de hand. Vakbonden zijn voor hun voortbestaan immers afhankelijk van hun leden, terwijl de ledenaantallen tevens de basis vormen voor hun macht bij onderhandelingen en voor hun mobilisatiepotentieel bij industriële acties (Klandermans, 1992). De vraag of baanonzekerheid met het vakbondslidmaatschap samenhangt, is daarom niet zonder belang voor de vakbeweging. Een wijziging (stijging of daling) van het aantal leden omwille van baanonzekerheid, heeft immers belangrijke consequenties voor de toekomst van de vakbeweging en haar slagkracht. Onderzoek naar de redenen of motieven die individuen geven om lid te worden, maakt frequent gebruik van de driedeling die ontwikkeld werd door Van De Vall (Van De Vall, 1970; zie bv.: De Witte, 1996; Hartley, 1992). Hij onderscheidt ideologische motieven (bv.: Om de vakbeweging zo sterk mogelijk te maken ), sociale motieven (sociale druk of omdat collega s en familie lid zijn) en instrumentele motieven (financiële, juridische en administratieve steun of bescherming bij mogelijke problemen). Onderzoek in Europa toont aan dat het instrumentele motief de belangrijkste motivering vormt voor het vakbondslidmaatschap (Hartley, 1992: 171; Visser, 1995: 59; Waddington & Hoffmann, 2000: 61-62). Zo stelt 69% van de vakbondsleden in Vlaanderen (België) dat ze lid werden Omdat lid zijn een goede bescherming is bij eventuele moeilijkheden op het werk (De Witte, 1996: 281). De dominantie van het instrumentele of beschermingsmotief impliceert dat de vakbeweging door de meerderheid van haar leden als een soort verzekering beschouwd wordt tegen mogelijke problemen in de individuele of collectieve sfeer. De wens tot bescherming, die centraal staat in het instrumentele lidmaatschapsmotief, omvat natuurlijk meer dan enkel de bescherming tegen een mogelijke afdanking of tegen baanonzekerheid, al vormen deze laatste aspecten wel degelijk een onderdeel van het beschermingsmotief. Zo verwijst 32% van de Vlaamse vakbondsleden expliciet naar het behouden van hun baan als reden om lid te worden (De Witte, 1996: 281). Dit motief vormde na principale componentenanalyse tevens een onderdeel van de dimensie instrumentele motieven. Uit ander onderzoek komen vrij gelijkaardige vaststellingen naar voor (Van Rij, 1995; Guest & Dewe, 1988). Visser concludeert dan ook dat de dreiging met werkloosheid vele werknemers gemotiveerd heeft om uit voorzorg vakbondslid te worden of te blijven (Visser, 1995: 60). Instrumentele motieven (en verwijzingen naar baanonzekerheid) vormen tevens de hoofdreden om lid te blijven van een vakbond. Zo blijken ex-leden vooral te verwijzen naar een gebrek aan bescherming, of naar het feit dat ze deze bescherming niet meer nodig hebben, als reden om hun lidmaatschap op te zeggen (Klandermans, 1997: 102). 2.2 Het psychologisch contract als theoretisch perspectief Als uitgangspunt voor het ontwikkelen van hypothesen vertrekken we van dit instrumentele beschermingsmotief : werknemers worden vooral lid van een vakbond omdat deze hen onder meer kan beschermen tegen baanverlies. Dit heeft een aantal consequenties, waarop vanuit de psychologische contracttheorie hypothesen kunnen worden ontwikkeld. De instrumentele relatie met de vakbond suggereert dat er zich een analogie voordoet tussen de relatie die de werknemer met de vakbeweging onderhoudt, en deze die hij of zij onderhoudt met het bedrijf. In beide gevallen lijkt de relatie immers gebaseerd op een zakelijke transactie, waarbij werknemers een kost inbrengen (zoals contributies of inzet), waartegenover de vakbeweging en het bedrijf een opbrengst zetten (zoals bescherming of een loon). Beide Gedrag en Organisatie , nr. 1 3

4 verhoudingen kunnen dus in termen van een rationele kosten-batenanalyse worden getypeerd (zoals in rationele keuzetheorieën; zie bv. Klandermans, 1997). Dit uitgangspunt doet vermoeden dat een deel van de hoger aangestipte organisationele gevolgen van baanonzekerheid mits enige aanpassing eveneens kunnen opgaan voor de houdingen en gedragingen ten opzichte van de vakbeweging. Baanonzekerheid brengt voor het vakbondslid de verhouding tussen kosten en opbrengsten uit balans, waardoor de tevredenheid met de aangeboden diensten kan verminderen, en de wens kan toenemen om het lidmaatschap op te zeggen. De consequenties van baanonzekerheid voor vakbondsleden kunnen dan ook begrepen worden vanuit het concept psychologisch contract (Rousseau, 1995; Schalk, Den Hartog & Van der Velde, 2002). Het psychologisch contract omvat de (grotendeels impliciete) verwachtingen van werknemers over datgene wat de organisatie (in dit geval: de vakbeweging) hun zal bieden. Binnen dit psychologisch contract staat de balansidee centraal: de werknemer dient het gevoel te hebben dat datgene wat de organisatie (hier: vakbeweging) aanbiedt in evenwicht is met datgene wat het individu (hier: het vakbondslid) in de relatie inbrengt. We veronderstellen dat baanonzekerheid deze balans aantast. Het psychologisch contract tussen de werknemer en de vakbond wordt in de ogen van vakbondsleden immers niet nageleefd: het lidmaatschap blijkt onvoldoende bescherming te bieden tegen onzekerheid, terwijl men juist lid werd vanuit de wens zich tegen onzekerheid te verzekeren. Uit onderzoek blijkt dat de perceptie dat het psychologisch contract geschonden wordt, negatieve consequenties heeft voor diverse organisationele attitudes en gedragingen (bv. Robinson, 1996; Schalk, Freese & Van den Bosch, 1995): een schending gaat onder meer gepaard met een lagere betrokkenheid bij de organisatie, een geringere tevredenheid ermee en de intentie om elders werk te zoeken (verloop). Wellicht kunnen gelijkaardige hypothesen ontwikkeld worden met betrekking tot attitudes en gedragingen ten opzichte van de vakbeweging bij vakbondsleden. 2.3 Hypothesen In deze bijdrage wordt nagegaan of baanonzekerheid samenhangt met specifieke attitudes tegenover de vakbond. Daarom worden drie attitudes geselecteerd, die tevens relevant zijn voor het vakbondslidmaatschap (of de intentie om het op te zeggen): de mate waarin men zich gesteund voelt door de vakbond, de tevredenheid met de vakbond, en de betrokkenheid bij de vakbond (of vakbondsbinding ). Als laatste variabele komt dan de intentie aan bod om het vakbondslidmaatschap op te zeggen. Het concept gepercipieerde vakbondssteun werd ontwikkeld naar analogie van onderzoek in een bedrijfscontext (Goslinga, 1996; Shore, Tetrick, Sinclair & Newton, 1994). Vanuit het psychologisch contractperspectief verwachten we een samenhang tussen baanonzekerheid en gepercipieerde vakbondssteun. De ervaring van baanonzekerheid houdt voor leden immers de schending van hun psychologisch contract met de vakbond in, omdat ze lid werden om zich tegen onzekerheid en ontslag te beschermen. Dit leidt vermoedelijk tot een lagere gepercipieerde steun vanwege de vakbeweging (hypothese 1). Het concept arbeidstevredenheid behoort tot de kernconcepten van de arbeids- en organisatiepsychologie. Ook binnen vakbondsonderzoek speelt de variabele tevredenheid met de vakbond een belangrijke rol (zie bv.: Barling, Fullagar & Kelloway, 1992). Omdat baanonzekerheid de schending van het psychologisch contract met de vakbeweging inhoudt, verwachten we dat baanonzekerheid bij vakbondsleden zal samenhangen met een lagere tevredenheid met hun vakbond (hypothese 2). 4 Gedrag en Organisatie , nr. 1

5 Ook het concept bedrijfsbinding werd in onderzoek vertaald naar de vakbondscontext. Vakbondsbetrokkenheid of vakbondsbinding kan met drie componenten worden gemeten (Goslinga, 2001; 2004), naar analogie met de operationalisering van Allen & Meyer (1990). In deze bijdrage beperken we ons tot de eerste en belangrijkste component: de affectieve betrokkenheid bij de vakbeweging (zie ook: Goslinga, 2004). Verder redenerend vanuit de theorie van het psychologisch contract verwachten we een lagere (affectieve) vakbondsbinding bij leden die baanonzekerheid ervaren (hypothese 3). Deze lagere binding kan als een poging beschouwd worden om het gepercipieerde gebrek aan balans terug in evenwicht te brengen (vergelijk: Van Vuuren, 1990: 31). De vierde en laatste afhankelijke variabele in deze bijdrage betreft de intentie om het vakbondslidmaatschap op te zeggen. Ook deze variabele werd in vakbondsonderzoek geoperationaliseerd naar analogie van de verloopintentie in een bedrijfscontext. De concentratie op intenties in plaats van op effectief verloop is gerechtvaardigd vanuit de vaststelling dat dergelijke intenties een sterke samenhang vertonen met verloop op termijn (bv. Fishbein & Ajzen (1975) en Ajzen (1985); zie ook: Goslinga, 2004). Vanuit de theorie van het psychologisch contract kan worden verondersteld dat baanonzekerheid samengaat met een hogere intentie om het lidmaatschap op te zeggen (hypothese 4). Het lidmaatschap blijkt immers niet instrumenteel: men voelt zich toch door werkloosheid bedreigd, terwijl men zich hier juist tegen wenste te verzekeren. Dit wordt als de schending van het psychologisch contract ervaren, met als gevolg dat men het lidmaatschap wenst op te zeggen. De opname van de drie vakbondsattitudes én de intentie om het lidmaatschap op te zeggen in éénzelfde onderzoeksdesign, laat toe om nog een additionele hypothese te toetsen. Uit onderzoek naar verloop in bedrijven komt immers naar voren dat arbeidstevredenheid, bedrijfsbetrokkenheid en ervaren organisationele steun de relatie met verloop(intenties) mediëren (voor een overzicht: Johns, 2001; Maertz & Campion, 2001). Een analoge hypothese is ook binnen de vakbondscontext plausibel. Uit vakbondsonderzoek blijkt immers dat de drie vakbondsattitudes (tevredenheid, betrokkenheid en ervaren steun) een autonome bijdrage leveren ter voorspelling van de intentie om het vakbondslidmaatschap op te zeggen (Barling et al., 1992: ; Goslinga, 1996 & 2004; Goslinga & Klandermans, 2001). Daarbij dient echter wel te worden opgemerkt dat de drie soorten attitudes zelden samen in één analyse werden opgenomen, wat in deze bijdrage wel het geval zal zijn. Hypothesen 1 tot en met 4 houden in dat we een autonome invloed verwachten van baanonzekerheid op de drie vakbondsattitudes én op de intentie om het vakbondslidmaatschap op te zeggen. Daarom zal tot slot onderzocht worden in hoeverre baanonzekerheid de verloopintentie op autonome wijze beïnvloedt, nadat deze samenhang gecontroleerd wordt voor de drie vakbondsattitudes. De alternatieve hypothese (hypothese 5) luidt dat de samenhang tussen baanonzekerheid en verloopintentie gemedieerd wordt door (een of meerdere) vakbondsattitudes. 3 Methode 3.1 Globale onderzoeksopzet De data die in deze bijdrage gerapporteerd worden, maken deel uit van een ruimer Europees vergelijkend onderzoek naar de rol die de vakbeweging kan spelen bij het afzwakken van de negatieve gevolgen van baanonzekerheid (Sverke et al., 2004). In deze bijdrage wordt enkel gebruikgemaakt van de data uit België en Nederland. Omdat er gewerkt wordt met reeds verzameld materiaal Gedrag en Organisatie , nr. 1 5

6 (secundaire analyses), werden niet alle variabelen op exact dezelfde wijze geoperationaliseerd (zie verder). Beide landen verschillen in vakbondscontext. Nederland kent een eerder laag percentage vakbondsleden (ongeveer 25%), terwijl dit percentage hoger ligt in België (ongeveer 60%; zie: Visser, 1995). Ook de mate waarin de vakbeweging in het socialezekerheidssysteem is geïntegreerd, verschilt (Ferner & Hyman, 1998). In Nederland is deze integratie eerder zwak, terwijl de vakbeweging institutioneel sterk verankerd is in België. In deze bijdrage zijn we echter vooral geïnteresseerd in de robuustheid van onze hypothesen: de vergelijking van beide landen dient in eerste instantie om na te gaan in hoeverre de resultaten met betrekking tot de diverse hypothesen kunnen worden gegeneraliseerd. Een specifieke verklaring van verschillen in resultaten tussen beide landen vormt dus niet de hoofdopzet van deze analyse, al zal in het besluit natuurlijk wel worden gereflecteerd op mogelijke verschillen die uit de analyse naar voren komen. De positie van de vakbeweging in beide landen kan daarbij een verklarende rol spelen. 3.2 Steekproeven We overlopen kort de voornaamste vaststellingen met betrekking tot de steekproeven en procedures. Voor meer informatie verwijzen we naar een uitgebreider technisch rapport (Sverke, Hellgren, Näswall, Chirumbolo, De Witte & Goslinga, 2001). De Belgische data werden in de loop van 1998 via een telefonisch survey verzameld in de drie landsdelen. Het survey richtte zich tot werknemers uit de privé-sector, die tewerkgesteld waren in bedrijven met minstens vijftig werknemers. In totaal konden 1487 werknemers worden geïnterviewd. Dit vormt een respons van ongeveer 20% ten opzichte van hen die telefonisch bereikt konden worden én binnen de criteria pasten om het interview af te nemen. 870 onder hen waren lid van een vakbond. De gemiddelde leeftijd bedroeg 39 jaar en 59% onder hen waren mannen. De steekproef was heterogeen inzake beroepspositie en opleidingsniveau, terwijl tevens alle vakbonden vertegenwoordigd waren. In Nederland werden de data verzameld als onderdeel van het longitudinaal panel dat gehouden wordt onder CNV-leden. Dit telefonische survey heeft dus enkel betrekking op vakbondsleden. De data werden in 1998 verzameld ( golf 12, responspercentage: 52%). In totaal namen 896 leden deel aan het survey. Hun gemiddelde leeftijd bedraagt 46,2 jaar, en 75,3% onder hen zijn mannen. In het survey werd de beroepspositie niet nagevraagd. Qua opleidingsniveau is de steekproef heterogeen. 3.3 Meetinstrumenten In beide surveys werd een aantal achtergrondkenmerken in kaart gebracht, zoals geslacht, leeftijd, opleidingsniveau en arbeidstijdregeling (voltijds versus deeltijds). Sommige achtergrondkenmerken werden niet in beide vragenlijsten bevraagd (zoals de beroepspositie). De diverse attitudes werden in de regel met meerdere items geoperationaliseerd. Alle items werden beoordeeld op een 5- puntenschaal ( 1 = niet akkoord en 5 = akkoord ). Per land werd telkens een principale componentenanalyse uitgevoerd, om na te gaan in hoeverre de diverse items naar eenzelfde concept verwijzen (voor gedetailleerde informatie, zie: Sverke et al., 2001). Daarna werden per concept schalen gevormd. Een hoge score op de schaal impliceert steeds een grotere instemming met het concept dat in de titel van de schaal wordt vermeld. De kenmerken van deze schalen (gemiddelde, standaarddeviatie, Cronbach s alpha en de intercorrela- 6 Gedrag en Organisatie , nr. 1

7 Tabel 1 Gemiddeldes, standaarddeviaties en intercorrelaties tussen de variabelen voor België (n = 463) Gem. SD Alpha Leeftijd / -.12**.15** *** Geslacht / -.14**.09*.42***.06.11*.10* Lager onderwijs / -.46***.00.09*.05.11**.14** Hoger onderwijs / -.10* -.13** -.11* ** +.11* 5. Deeltijds werkend / Baanonzekerheid / -.14** * 7. Vakbondssteun /.52***.38*** -.34*** 8. Vakbondstevredenheid /.35*** -.33*** 9. Vakbondsbetrokkenheid / -.32*** 10. Verloopintentie / * p <.05; ** p <.01; *** p <. 001; dummyvariabele Tabel 2 Gemiddeldes, standaarddeviaties en intercorrelaties tussen de variabelen voor Nederland (n = 691) Gem. SD Alpha Leeftijd / -.10** -.13***.06*.06* *** -.15*** 2. Geslacht / -.31*** *** *** Lager onderwijs / -.21*** -.19***.11** ***.12** Hoger onderwijs /.08* Deeltijds werkend / Baanonzekerheid / -.14*** Vakbondssteun /.41***.30*** -.19*** 8. Vakbondstevredenheid /.37*** -.27*** 9. Vakbondsbetrokkenheid / -.24*** 10. Verloopintentie / * p <.05; ** p <.01; *** p <.001; dummyvariabele Gedrag en Organisatie , nr. 1 7

8 ties tussen de schalen onderling) werden opgenomen in tabel 1 (België) en tabel 2 (Nederland). In Nederland werd baanonzekerheid gemeten met vijf items, waarvan er drie ontleend werden aan Ashford et al. (1989) en twee aan De Witte (2000). Deze items verwijzen naar twee dimensies van baanonzekerheid (vergelijk: Borg, 1992): een cognitieve (bv. Ik ben er zeker van dat ik mijn baan kan behouden, gespiegeld), en een affectieve (bv. Ik maak me zorgen over het behoud van mijn baan ). Een hogere score op de schaal wijst op meer baanonzekerheid. De bekomen schaal is erg betrouwbaar: Cronbach s alpha bedraagt.91 (zie tabel 2). In België werd baanonzekerheid met slechts één item gemeten. De respondenten dienden de vraag Hoe groot is volgens u de kans dat u in de nabije toekomst werkloos zult worden? te beoordelen op een 5-puntenschaal ( 1 = erg klein of onbestaande en 5 = erg groot ). Een hoge score wijst ook hier op meer baanonzekerheid. Principale componenten analyse in ander Belgisch onderzoek toonde aan dat dit (cognitieve) item een onderdeel vormt van de ruimere dimensie baanonzekerheid, zoals deze in Nederland met vijf items werd gemeten (De Witte, 2000; De Witte & Van Hecke, 2002). De respondenten voelen zich in beide landen slechts in beperkte mate onzeker over hun baan. In beide landen werd de gepercipieerde vakbondssteun gemeten met vijf items. Deze werden door Goslinga (1996) ontleend (en aangepast) aan de schaal van Shore et al. (1994). Voorbeelditems zijn: Ik kan altijd bij mijn vakbond terecht met vragen en problemen en Mijn mening wordt door de vakbond op prijs gesteld. Een hoge score op de schaal wijst op meer ervaren vakbondssteun. Deze schaal is matig betrouwbaar in België (alpha =.68) en Nederland (alpha =.71). De respondenten voelen zich gemiddeld genomen gesteund door hun vakbond. Het concept tevredenheid met de vakbond werd met één item gemeten: Hoe tevreden bent u met uw vakbond? De respondenten konden daarbij antwoorden op een 5-puntenschaal ( 1 = ontevreden en 5 = tevreden ). Een hoge score duidt dus op meer tevredenheid. Uit een meta-analyse over het concept arbeidstevredenheid blijkt dat het verdedigbaar is om dit concept met slechts één item te meten (Wanous, Reichers & Hudy, 1997). We gaan ervan uit dat dit ook geldt voor het concept vakbondstevredenheid. Uit tabel 1 en 2 blijkt dat de respondenten in beide landen over het algemeen tevreden zijn met de vakbond waarvan ze lid zijn. Het concept affectieve vakbondsbetrokkenheid werd met vier items gemeten (voorbeelditems: Ik voel me sterk verbonden met mijn vakbond en Mijn vakbond betekent veel voor mij ). Deze items werden ontleend aan Goslinga s (2001) aanpassing van de schaal van Meyer, Allen & Smith (1993). Na principale componentenanalyse werden betrouwbare schalen gevormd (alpha.78 en.83). Een hoge score duidt op een sterkere (affectieve) vakbondsbinding. De vakbondsbinding is in België en Nederland eerder laag (zie tabel 1 en 2). De intentie om het lidmaatschap op te zeggen werd met één enkel item gemeten. In België en Nederland beoordeelden de respondenten het item Ik zou mijn lidmaatschap opzeggen, indien er een beter alternatief zou zijn op een 5-puntenschaal. Dit item wordt gemiddeld genomen afgewezen in beide landen. 3.4 Analyses De diverse hypothesen worden getoetst via (Pearson-)correlaties en regressieanalyse. Respondenten met ontbrekende scores op één of meer variabelen 8 Gedrag en Organisatie , nr. 1

9 werden uit de analyse geweerd ( listwise deletion ). De omvang van de diverse steekproeven wordt daardoor gereduceerd 2. Bij het toetsen van de hypothesen worden de beschikbare achtergrondkenmerken (geslacht, leeftijd, opleidingsniveau en arbeidstijdregeling) onder controle gehouden. Op leeftijd na werden deze variabelen telkens in dummy s omgezet 3. De regressies werden steeds in stappen uitgevoerd. Voor de toetsing van hypothesen 1 tot en met 4 werden in een eerste stap enkel de achtergrondkenmerken ingevoerd. In een tweede stap werd dan baanonzekerheid toegevoegd. Dit laat toe om de additionele verklaringskracht van baanonzekerheid vast te stellen. Om hypothese 5 te toetsen werd nog een derde stap toegevoegd aan de voorspelling van de opzegintentie, waarbij de drie vakbondsattitudes als additionele predictoren werden opgenomen. 4 Resultaten 4.1 Baanonzekerheid en vakbondsattitudes Hypothese 1 stelt dat baanonzekerheid samengaat met een lagere score inzake gepercipieerde vakbondssteun. Uit tabel 1 en 2 blijkt dat baanonzekerheid in beide landen inderdaad negatief correleert met gepercipieerde vakbondssteun. Deze correlaties zijn niet erg groot, doch wel significant én in de verwachte richting (-.14 in zowel België als Nederland). In tabel 3 worden de resultaten weergegeven van een regressieanalyse, waarbij wordt nagegaan in hoeverre gepercipieerde vakbondssteun als criterium kan worden voorspeld op basis van de achtergrondkenmerken en baanonzekerheid. Tabel 3 Baanonzekerheid en achtergrondkenmerken als predictoren van gepercipieerde vakbondssteun. Resultaten van een regressieanalyse in België en Nederland Gestandaardiseerde regressiecoëfficiënten (Bèta) Predictoren België Nederland Leeftijd Geslacht.16** -.01 Lager onderwijs Hoger onderwijs -.13** -.02 Deeltijds werkend Baanonzekerheid -.17*** -.14*** F-waarde 4,89*** 2,87** Vrijheidsgraden (6,469) (6,688) R R Verandering in R F-waarde verandering 14,18*** 12,92*** Vrijheidsgraden (1,469) (1,688) * p <.05; ** p <.01; *** p <.001; : dummyvariabele; na toevoeging baanonzekerheid in stap 2. Uit tabel 3 blijkt dat de associaties tussen baanonzekerheid en gepercipieerde vakbondssteun in België en Nederland blijven bestaan wanneer de achter- Gedrag en Organisatie , nr. 1 9

10 grondkenmerken onder controle worden gehouden. Opvallend is tevens dat de bèta-coëfficiënten voor baanonzekerheid in beide landen in vergelijking tot de oorspronkelijke zero-orde-correlaties niet gereduceerd worden door de toevoeging van de achtergrondkenmerken in de analyses. De toets van de toename in R 2 is in beide landen significant, en toont aan dat de toevoeging van baanonzekerheid additionele variantie verklaart, boven op de variantie die reeds verklaard werd door de achtergrondkenmerken. Hypothese 1 wordt dus bevestigd. Uit tabel 3 kan tevens worden afgeleid dat vrouwen in België (doch niet in Nederland) iets hoger scoren inzake gepercipieerde steun, terwijl hoger geschoolden in België (doch niet in Nederland) iets lager scoren inzake deze vakbondsattitude. Bemerk tot slot dat de diverse predictoren samen slechts een beperkt deel van de variantie verklaren. Hypothese 2 stelt dat baanonzekerheid samengaat met een lagere tevredenheid met de vakbond waarvan men lid is. Uit tabel 1 en 2 blijkt dat de zeroorde-correlaties in beide landen niet significant zijn. Tabel 4 Baanonzekerheid en achtergrondkenmerken als predictoren van tevredenheid met de vakbond. Resultaten van een regressieanalyse in België en Nederland Gestandaardiseerde regressiecoëfficiënten (Bèta) Predictoren België Nederland Leeftijd Geslacht.11*.05 Lager onderwijs.12*.16*** Hoger onderwijs Deeltijds werkend Baanonzekerheid -.10* -.07 F-waarde 3,22** 3,04** Vrijheidsgraden (6,523) (6,685) R R Verandering in R F-waarde verandering 5,42* 3,14 Vrijheidsgraden (1,523) (1,685) * p <.05; ** p <.01; *** p <.001; dummyvariabele; na toevoeging baanonzekerheid in stap 2. In tabel 4 worden de resultaten weergegeven van de regressieanalyses met vakbondstevredenheid als criterium en achtergrondkenmerken samen met baanonzekerheid als predictoren. Opvallend is ditmaal dat baanonzekerheid wél (zwak) significant samenhangt met een lagere vakbondstevredenheid in België. In Nederland is deze samenhang niet significant (al doet er zich daar wel een randsignificant verband voor: p =.077). De opname van baanonzekerheid in de analyse levert in België een significante (doch erg bescheiden) verhoging van de verklaarde variantie op. Dat is niet het geval in Nederland. Hypothese 2 wordt dus slechts gedeeltelijk bevestigd. Uit tabel 4 blijkt nog dat lager geschoolden in beide landen iets meer tevreden zijn over hun vakbond, terwijl ook vrouwen in België (doch niet in Nederland) iets meer tevreden zijn. Ook in deze analyse is de verklaarde variantie in de criteriumvariabele (vakbondstevredenheid) vrij laag. 10 Gedrag en Organisatie , nr. 1

11 Hypothese 3 houdt in dat baanonzekerheid samengaat met een lagere (affectieve) vakbondsbetrokkenheid. Uit tabel 1 en 2 blijkt dat de zero-orde-correlaties in geen van beide landen significant zijn. Tabel 5 Baanonzekerheid en achtergrondkenmerken als predictoren van vakbondsbetrokkenheid. Resultaten van een regressieanalyse in België en Nederland Gestandaardiseerde regressiecoëfficiënten (Bèta) Predictoren België Nederland Leeftijd.15***.20*** Geslacht * Lager onderwijs.08.11** Hoger onderwijs Deeltijds werkend Baanonzekerheid F-waarde 4,33*** 8,27*** Vrijheidsgraden (6,514) (6,689) R R Verandering in R F-waarde verandering 0,02 0,66 Vrijheidsgraden (1,514) (1,689) * p <.05; ** p <.01; *** p <.001; dummyvariabele; na toevoeging baanonzekerheid in stap 2. Na regressieanalyse met de achtergrondkenmerken en baanonzekerheid als predictoren, en affectieve vakbondsbetrokkenheid als criteriumvariabele, worden de hogervermelde zero-orde-samenhangen bevestigd (zie tabel 5): er wordt geen significante samenhang tussen baanonzekerheid en (affectieve) vakbondsbinding vastgesteld in België of Nederland. De toevoeging van baanonzekerheid verklaart dan ook nergens additionele variantie. Hypothese 3 wordt daarom over de hele lijn afgewezen. Uit tabel 5 blijkt nog dat oudere vakbondsleden in beide landen iets sterker betrokken zijn bij hun vakbond. In Nederland vertonen vrouwen een iets lagere vakbondsbinding en lager geschoolden een iets hogere. De verklaarde variantie in de criteriumvariabele is andermaal beperkt. 4.2 Baanonzekerheid en de intentie om het lidmaatschap op te zeggen Hypothese 4 houdt in dat baanonzekerheid bij vakbondsleden samengaat met een hogere intentie om het vakbondslidmaatschap op te zeggen. Uit tabel 1 en 2 kan worden opgemaakt dat de zero-orde-correlatie tussen beide variabelen significant positief is in België (r = +.11, p <.05), doch niet in Nederland. Gedrag en Organisatie , nr. 1 11

12 Tabel 6 Baanonzekerheid, achtergrondkenmerken en attitudes ten opzichte van de vakbeweging als predictoren van de intentie om het lidmaatschap op te zeggen. Resultaten van een regressieanalyse in België en Nederland Gestandaardiseerde regressiecoëfficiënten (Bèta) Predictoren België Nederland Stap 1 Stap 2 Stap 1 Stap 2 Leeftijd *** -.13*** Geslacht Lager onderwijs Hoger onderwijs.13* Deeltijds werkend Baanonzekerheid.13** Vakbondssteun / -.17** / -.05 Vakbondstevredenheid / -.18*** / -.20*** Vakbondsbetrokkenheid / -.18*** / -.12** F-waarde 2,74* 12,09*** 3,50** 10,30*** Vrijheidsgraden (6,456) (9,453) (6,689) (9,681) R R Verandering in R F-waarde verandering 7,46** 29,73*** 1,39 22,99*** Vrijheidsgraden (1,456) (4,453) (1,684) (3,681) * p <.05; ** p <.01; *** p <.001; dummyvariabele na toevoeging baanonzekerheid in stap 1 en de drie vakbondsattitudes in stap 2. De eerste en derde kolom van tabel 6 bevatten de resultaten van de regressieanalyse waarbij de intentie om het lidmaatschap op te zeggen voorspeld wordt op basis van de achtergrondkenmerken en baanonzekerheid 4. Uit de eerste kolom van tabel 6 kan worden afgeleid dat hypothese 4 bevestigd wordt in België. Een hogere baanonzekerheid gaat er zoals verondersteld samen met een grotere intentie om het lidmaatschap op te zeggen. De toets voor de verandering in R 2 toont tevens aan dat baanonzekerheid een significante (doch beperkte) additionele bijdrage levert ter verklaring van de opzegintentie in dit land. In Nederland wordt hypothese 4 verworpen: baanonzekerheid levert er geen bijdrage tot de verloopintentie. Oudere vakbondsleden vertonen een iets lagere intentie om hun vakbondslidmaatschap op te zeggen in Nederland. In België is de opzegintentie iets hoger onder respondenten die hoger onderwijs hebben gevolgd. Opnieuw is de verklarende kracht van de analyse beperkt, te oordelen aan de lage waarden van R 2 onder aan tabel 6. Hypothese 5 houdt in dat de invloed van baanonzekerheid op de opzegintentie gemedieerd wordt door de vakbondsattitudes. Om van mediatie te kunnen spreken, dient aan diverse voorwaarden voldaan te zijn (Baron & Kenny, 1986). Vooreerst dienen de mediatoren (vakbondsattitudes) voorspeld te kunnen worden op basis van de onafhankelijke variabele baanonzekerheid. Deze analyses werden reeds gerapporteerd bij het toetsen van de vorige hypothesen. In België heeft baanonzekerheid een autonome impact op ervaren steun en tevredenheid; in Nederland enkel op ervaren steun. Baanonzekerheid kan dus enkel via deze attitudes van invloed zijn op de opzegintentie. Ten tweede dient de onafhankelijke variabele (baanonzekerheid) een autonome bijdrage te 12 Gedrag en Organisatie , nr. 1

13 leveren ter verklaring van de afhankelijke variabele (opzegintentie). Uit kolom 1 van tabel 6 blijkt dat dit enkel het geval is in België. In Nederland kan er zich dan ook geen mediatie voordoen. Ten derde dienen de mediatoren (vakbondsattitudes) een significante bijdrage te leveren ter verklaring van de afhankelijke variabele (opzegintentie). Om dit na te gaan werden twee nieuwe regressieanalyses uitgevoerd, waarbij de opzegintentie in elk land voorspeld werd op basis van de vakbondsattitudes, na controle voor de achtergrondkenmerken. Uit deze analyses blijkt dat de drie vakbondsattitudes in elk land afzonderlijk inderdaad van invloed zijn op de opzegintentie. In België waren de bèta-coëfficiënten van de drie vakbondsattitudes ongeveer even groot (ervaren vakbondssteun: -.18; vakbondstevredenheid: -.18 en affectieve vakbondsbetrokkenheid: -.17; p telkens <.001). In Nederland waren deze coëfficiënten als volgt: ervaren steun (bèta: -.07, p <.05), tevredenheid (bèta: -.21, p <.001) en betrokkenheid (bèta: -.11, p <.01). In principe kunnen de drie vakbondsattitudes in beide landen dus als mediatoren optreden. De vierde en laatste voorwaarde is dat er een laatste regressieanalyse moet worden uitgevoerd, waarbij zowel de onafhankelijke variabele als de mediatoren worden ingevoerd. Wanneer de oorspronkelijk significante samenhang tussen de onafhankelijke variabele (baanonzekerheid) en de afhankelijke (opzegintentie) verdwijnt na invoering van de vakbondsattitudes, dan mediëren deze laatste de relatie tussen onafhankelijke en afhankelijke variabele volledig. Wanneer deze samenhang zwakker wordt (doch nog steeds significant blijft), dan spreken we van gedeeltelijke mediatie. Kolommen 2 en 4 van tabel 6 bevatten de resultaten van deze laatste analyses, met opzegintentie als criterium. In België verdwijnt de significante bijdrage van baanonzekerheid na introductie van de drie vakbondsattitudes. Hier doet zich dus volledige mediatie voor. De vakbondsattitudes leveren alle drie een ongeveer even grote bijdrage ter verklaring van de opzegintentie (zie de bèta-coëfficiënten in tabel 6). De introductie van deze drie attitudes verhoogt de verklaringskracht van de analyse met ongeveer 16 procentpunten, wat hun belang aantoont. Geen enkel achtergrondkenmerk voegt iets toe ter verklaring van de opzegintentie. We kunnen dus besluiten dat hypothese 5 bevestigd wordt in België, en dat baanonzekerheid er geen autonome bijdrage meer levert ter verklaring van de intentie om het lidmaatschap op te zeggen. In dit land hangt baanonzekerheid samen met een lagere score inzake ervaren steun van de vakbond en tevredenheid met de vakbond. Deze attitudes hangen op hun beurt significant samen met de wens om het lidmaatschap te beëindigen. In Nederland is de situatie verschillend. Daar doet zich geen mediatie voor, omdat baanonzekerheid er geen samenhang vertoonde met de opzegintentie (zie kolom 3 van tabel 6). Dit is evenmin het geval na introductie van de vakbondsattitudes (kolom 4 van tabel 6). De opzegintentie hangt wel significant negatief samen met de tevredenheid met de vakbond (bèta: -.20; p <.001) en in iets mindere mate met de betrokkenheid erbij (bèta: -.12; p <.01). De ervaren vakbondssteun levert geen significante bijdrage meer ter verklaring van de intentie om het lidmaatschap op te zeggen. Ook in Nederland verhoogt de toevoeging van de vakbondsattitudes de verklaringskracht van de analyse significant van 3 tot 12%. Opvallend is tot slot dat ouderen in Nederland ook na controle voor de vakbondsattitudes nog een lagere opzegintentie vertonen. Gedrag en Organisatie , nr. 1 13

14 5 Discussie en conclusies In deze bijdrage werden de gevolgen van baanonzekerheid bij vakbondsleden geëxploreerd. Over de consequenties van baanonzekerheid voor de vakbeweging en voor aspecten van vakbondsparticipatie werd immers slechts weinig onderzoek verricht. Uitgangspunt voor de analyse was de dominantie van het instrumentele motief om lid te worden van een vakbond: uit onderzoek blijkt dat leden hun lidmaatschap hoofdzakelijk motiveren vanuit de wens om zich te beschermen (bv. Hartley, 1992; Visser, 1995; Waddington & Hoffmann, 2000). Bescherming tegen afdanking vormt hiervan een onderdeel. Daardoor gaan leden een soort zakelijke transactie aan met hun vakbond: tegenover hun contributie dient de vakbond onder meer bescherming te stellen. Wanneer ze zich ondanks hun lidmaatschap toch onzeker voelen over de toekomst van hun baan, dan ervaren ze dit wellicht als een schending van het psychologisch contract dat ze met hun vakbond sloten (vergelijk: Rousseau, 1995; Robinson, 1996). Vanuit dit psychologisch contractperspectief werd in deze bijdrage dan ook verondersteld dat de perceptie van baanonzekerheid samenhangt met een lager niveau van gepercipieerde vakbondssteun, minder tevredenheid met de vakbond, een lagere (affectieve) vakbondsbinding en een grotere intentie om het vakbondslidmaatschap op te zeggen. Deze reacties lopen parallel met de reactie die baanonzekere werknemers vertonen binnen een bedrijfscontext (zie bv. Sverke et al., 2004). De diverse verwachtingen werden getoetst aan de hand van een secundaire analyse van data uit België en Nederland. De resultaten van deze toetsingen ondersteunen onze hypothesen slechts gedeeltelijk. Evidentie werd gevonden voor de hypothese dat baanonzekerheid samengaat met een lagere gepercipieerde vakbondssteun: in beide landen werd deze samenhang inderdaad vastgesteld, al waren de gestandaardiseerde regressiecoëfficiënten die deze associatie uitdrukten eerder beperkt in omvang. De hypothese dat baanonzekerheid met een lagere tevredenheid met de vakbond samenhangt, werd slechts bevestigd in België. Er werd geen samenhang vastgesteld tussen baanonzekerheid en affectieve vakbondsbetrokkenheid. De vierde hypothese had betrekking op de samenhang tussen baanonzekerheid en de intentie het vakbondslidmaatschap op te zeggen. In België werd de verwachte samenhang vastgesteld: baanonzekere vakbondsleden vertoonden een grotere intentie om hun lidmaatschap op te zeggen. Deze samenhang was niet significant in Nederland. Tot slot werd nagegaan in hoeverre de samenhang tussen baanonzekerheid en opzegintentie gemedieerd werd door vakbondsattitudes. Dit blijkt enkel het geval te zijn in België: de samenhang tussen baanonzekerheid en opzegintentie verloopt er via ervaren vakbondssteun en vakbondstevredenheid. Wanneer we de diverse resultaten samennemen, dan dient ons theoretisch uitgangspunt genuanceerd te worden. Evidentie werd gevonden voor de hypothese over ervaren vakbondssteun: baanonzekerheid gaat in beide landen samen met de perceptie onvoldoende gesteund te worden door de vakbond waarvan men lid is. Wellicht is dit niet verwonderlijk. Het concept ervaren vakbondssteun sluit immers het nauwst aan bij het uitgangspunt dat vakbondsleden om instrumentele redenen lid worden van hun vakbond. Daardoor gaan ze een ruilrelatie aan, waarbij bescherming geruild wordt tegen een contributie (lidmaatschapsgeld). Baanonzekerheid wordt als een schending van dit psychologisch contract ervaren, wat zich wellicht in eerste instantie weerspiegelt in de perceptie onvoldoende gesteund te worden. Het is interessant om vast te stellen dat de samenhang tussen baanonzeker- 14 Gedrag en Organisatie , nr. 1

15 heid en beide overige attitudes onduidelijk (tevredenheid) of afwezig (binding) is. Vooral het ontbreken van een samenhang met affectieve vakbondsbinding is opvallend, omdat deze attitude een vrij centrale rol speelt in diverse aspecten van vakbondsparticipatie (zie bv. Goslinga, 2004). Affectieve vakbondsbinding betreft de identificatie van vakbondsleden met hun bond en met de waarden en doelen die de bond nastreeft. Een dergelijke binding is het resultaat van een (vaak langdurig) socialisatieproces (Klandermans, 1997; Goslinga, 2004). Wellicht is het concept binding dan ook een wat dieper liggende laag binnen het geheel aan attitudes ten opzichte van de vakbond, die slechts op langere termijn beïnvloed wordt door negatieve ervaringen, zoals de (momentane) perceptie van baanonzekerheid. Deze vaststellingen suggereren dat de psychologisch-contracttheorie wellicht vooral vruchtbaar is voor het ontwikkelen van theorievorming inzake de evolutie van ervaren vakbondssteun. Met betrekking tot andere attitudes, en vooral met betrekking tot vakbondsbetrokkenheid, lijkt de impact van dit theoretisch perspectief beperkter. Bemerk tevens dat het percentage verklaarde variantie in vakbondsattitudes steeds vrij beperkt was. Dit is wellicht niet verrassend, omdat deze attitudes in hoofdzaak voorspeld werden op basis van achtergrondkenmerken, in plaats van op basis van andere attitudes. De kernvraag in deze bijdrage was immers niet om deze attitudes maximaal te verklaren, doch om te onderzoeken in hoeverre baanonzekerheid een autonome bijdrage leverde ter verklaring van deze vakbondshoudingen. De resultaten leveren een opvallend verschillend beeld op voor beide landen. Daar waar vier van de vijf hypothesen bevestigd worden in België, is dit slechts éénmaal het geval in Nederland. Wellicht speelt het verschil in kracht en positie van de vakbeweging in beide landen daarbij een belangrijke rol. Hoger werd aangegeven dat de vakbeweging in België een vrij centrale positie inneemt in het socialezekerheidssysteem, terwijl het ledenaantal er eveneens hoger ligt. Dit suggereert dat de macht van de vakbeweging groter is in België dan in Nederland (of als dusdanig gepercipieerd wordt door de leden). Dit kan de gevonden verschillen verklaren. In België zijn de verwachtingen van leden ten opzichte van hun vakbond wellicht hoger dan in Nederland, omdat de leden weten dat hun bond ook effectief meer macht heeft, en dus ook meer kan doen om aan hun wensen en verwachtingen tegemoet te komen. Wanneer deze verwachtingen niet gerealiseerd (kunnen) worden, dan leidt dit wellicht in sterkere mate tot (de perceptie van) een schending van het psychologisch contract. Het is dan ook niet toevallig dat juist in België een samenhang wordt vastgesteld tussen baanonzekerheid enerzijds, en onvrede en opzegintentie anderzijds. Deze reacties passen immers bij de reacties die in de literatuur worden gerapporteerd wanneer het psychologisch contract wordt geschonden (bv. Robinson, 1996; Schalk et al., 1995). Vanuit deze redenering wordt begrijpelijk dat vakbondsleden in Nederland minder intens op de verbreking van het psychologisch contract met hun vakbond reageren, wanneer ze zich onzeker voelen over hun baan. Omwille van de eerder zwakke positie van hun bond vermoeden ze wellicht dat deze onmachtig was om hen op afdoende wijze te kunnen beschermen. De idee dat de macht van de vakbeweging een modererende rol speelt in de wijze waarop vakbondsleden op baanonzekerheid reageren, suggereert een voor de vakbeweging problematische paradox. Naarmate hun macht groter wordt, wordt de mogelijkheid om hun doelstellingen te realiseren eveneens groter. Tegelijkertijd nemen echter ook de verwachtingen van hun leden toe. Wanneer aan deze verwachtingen onvoldoende kan worden tegemoetgekomen, dan leidt dit in sterkere mate tot de perceptie dat de bond het psycholo- Gedrag en Organisatie , nr. 1 15

16 gisch contract met de leden schendt. Dit brengt op zijn beurt diverse negatieve reacties en attitudes ten opzichte van de bond met zich mee. In lijn van het voorgaande kunnen we vermoeden dat de perceptie van schending in sterkere mate voorkomt in landen waar de vakbeweging machtig is. De frustratie van de initiële verwachtingen van de leden bedreigt dan ook vooral de relatie van machtige vakbonden met hun leden. Hoe sterker de vakbeweging, hoe groter dus het gevaar dat de leden de vakbeweging terug verzwakken, wanneer deze hen teleurstelt. In onderzoek naar verloop in bedrijven wordt vastgesteld dat verloopintenties van werknemers gemedieerd worden door diverse attitudes, zoals arbeidstevredenheid en ervaren steun vanwege de organisatie (bv. Johns, 2001; Maertz & Campion, 2001). De mate waarin de opzegintentie bij vakbondsleden door diverse vakbondsattitudes gemedieerd wordt, werd in het verleden niet vaak onderzocht. In deze bijdrage werd vastgesteld dat er ook in deze context sprake is van mediatie. In België wordt de samenhang tussen baanonzekerheid en de intentie om het lidmaatschap op te zeggen volledig gemedieerd door twee vakbondsattitudes: de mate waarin men zich door de vakbeweging gesteund voelt, en de mate waarin men tevreden is over de bond. Deze vaststellingen hebben twee implicaties. Vooreerst verhelderen ze het pad via hetwelke baanonzekerheid de opzegintentie beïnvloedt. Ten tweede tonen deze resultaten aan dat de vaststellingen uit onderzoek in een bedrijfscontext generaliseerbaar zijn naar een vakbondscontext. De vaststellingen in deze bijdrage onderbouwen ten dele dat baanonzekerheid niet enkel problematisch is voor de individuele werknemer of zijn/haar bedrijf, doch tevens voor de vakbeweging. Vooral in België blijkt baanonzekerheid immers samen te gaan met minder gunstige attitudes ten opzichte van de vakbeweging en met de intentie om het vakbondslidmaatschap op te zeggen. Dit onderbouwt de idee dat baanonzekerheid een nadelige invloed kan hebben op het ledenbestand van vakbonden. Eerder werd aangegeven dat dit de positie en slagkracht van de vakbeweging dreigt aan te tasten. Dit alles suggereert dat baanonzekerheid ook voor vakbonden een belangrijk thema is, waaraan ze aandacht moeten besteden in hun werking. Deze aandacht is niet enkel een ideologische vereiste, die samenhangt met de vakbondsdoelstelling om de tewerkstelling van werknemers te verdedigen. Uit de gepresenteerde resultaten blijkt tevens dat het ook een kwestie van zelfbehoud is: baanonzekerheid bedreigt ook het ledenbestand en de relatie van de leden met hun bond. Een nuancering is hierbij echter op zijn plaats. In deze bijdrage werden enkel de vakbondsleden onder de loep genomen. Baanonzekerheid dreigt dit ledenbestand aan te tasten. Baanonzekerheid kan echter ook niet-leden beïnvloeden. Zo kan deze categorie aangezet worden om lid te worden omwille van baanonzekerheid, wat de uitloop onder de vakbondsleden kan compenseren. De reacties van niet-leden op baanonzekerheid werden in deze bijdrage echter niet belicht, waardoor de geschetste consequenties voor de vakbeweging voorlopig eenzijdig en onvolledig zijn. Toekomstig onderzoek zou zich dan ook moeten toespitsen op het in kaart brengen van de gevolgen van baanonzekerheid voor zowel leden als niet-leden, vooraleer er meer definitieve conclusies kunnen worden getrokken. Toekomstig onderzoek is tevens nodig om een aantal zwakheden van het huidige onderzoek op te vangen. Een belangrijke kritiek is dat de schending van het psychologisch contract wel werd verondersteld, doch niet werd gemeten. In vervolgonderzoek moet dan ook explicieter aandacht besteed worden aan de verwachtingen van vakbondsleden tegenover hun vakbond, en aan de mate waarin de bond deze verwachtingen heeft ingelost. Tevens dient te wor- 16 Gedrag en Organisatie , nr. 1