28 870
Vaststelling van een wet inzake ondersteuning bij arbeidsinschakeling en verlening van bijstand door gemeenten (Wet werk en bijstand)

nr. 114
LIJST VAN VRAGEN EN ANTWOORDEN

Vastgesteld 21 juni 2004

De vaste commissie voor Sociale Zaken en Werkgelegenheid¹ heeft een aantal vragen voorgelegd aan de staatssecretaris van Sociale Zaken en Werkgelegenheid over de verdeelmodellen Wet werk en bijstand (28 870, nr. 110).

De minister heeft deze vragen beantwoord bij brief van 18 juni 2004.

Vragen en antwoorden zijn hierna afgedrukt.

De voorzitter van de commissie,

Hamer

De griffier van de commissie,

Nava

1

Hoe zien de herverdeeleffecten (fictief budget en herverdeeleffect 2002) er voor de grote gemeenten (meer dan 60 000 inwoners) uit bij toepassing van de volgende modellen:

(a) Model 2004;

(b) Model 2005, exclusief granieten voorraad;

(c) Model 2005, inclusief granieten voorraad;

(d) 100% historisch;

(e) 73% objectief model 2005, inclusief granieten voorraad, en 27% historische kostenaandelen, inclusief ex-ante inperking herverdeeleffecten van 10%?

Voor de gemeenten met meer dan 40 000 inwoners (de gemeenten die hun budget daadwerkelijk toegekend krijgen met toepassing van het objectief verdeelmodel) zijn het gemiddelde herverdeeleffect en de aantallen gemeenten die buiten de bandbreedte van 10% en 15% vallen voor al deze varianten weergegeven in mijn brief van 14 mei 2004 (28 870, nr. 110) aan uw Kamer. In onderstaande tabel is dat verbijzonderd naar de gemeenten met meer dan 60 000 inwoners. Daaruit blijkt dat de herverdeeleffecten geminimaliseerd zijn indien het nieuwe objectief verdeelmodel voor 73% wordt toegepast. In de bijlage¹ treft u per gemeente het herverdeeleffect aan. Daarbij is telkens het herverdeeleffect berekend ten opzichte van de uitgaven 2002. Ten opzichte van mijn brief van 14 mei is onderdeel e) afwijkend, omdat uw commissie vraagt naar de herverdeeleffecten inclusief ex-ante inperking.

Tabel: herverdeeleffecten (in %) bij diverse verdeelmodellen voor de 60 000+ gemeente, 2002

	Kolom a	Kolom b	Kolom c	Kolom d	Kolom e	Kolom f
geschat op uitgaven 2002	100% objectief model 2004	100% objectief model 2005 excl. GV*	100% objectief model 2005 incl. GV*	100% historisch	73% objectief model 2005 incl. GV*, 27% historisch, incl. ex-ante inperking	73% objectief model 2005 incl. GV*, 27% historisch, excl. ex-ante inperking
gemiddeld herverdeeleffect	10,8	9,4	6,6	6,9	4,8	5,9
herverdeeleffect tussen – 10% en + 10%	61,0	61,0	69,5	76,3	91,5	76,3
herverdeeleffect tussen – 15% en + 15%	71,2	74,6	91,5	94,9	98,3	96,6

* GV = «granieten voorraad»

2

Graag ontvangt de commissie de doorrekening per gemeente van de jaren 2005–2008, waarin de effecten zichtbaar worden meegenomen van de afbouw van de granieten voorraad, met daarbij een overzicht van de 10 meest positieve gemeenten en de 10 meest negatief scorende gemeenten.

De gevraagde doorrekening is niet mogelijk omdat de ontwikkeling van iedere gemeente op de afzonderlijke verdeelmaatstaven voor de periode 2005 tot 2008 niet is te voorspellen.

Voor de doorrekening per gemeente van de jaren 2005–2008 is inzicht nodig in:

• de ontwikkeling van iedere gemeenten op de afzonderlijke verdeelmaatstaven

• de ontwikkeling van de bijstandsuitgaven van iedere gemeente

• de wijze waarop het aandeel van de «granieten voorraad» in het model wordt afgebouwd.

Deze inzichten zijn niet bekend op het departement.

Daarnaast staat nog niet vast op welke wijze het aandeel van de «granieten voorraad» in het model wordt afgebouwd. De wijze waarop de «granieten voorraad» wordt afgebouwd zal in het onderhoudstraject voor het objectief verdeelmodel worden bepaald. Ik heb aangegeven dat ik het wenselijk vind dat deze variabele na een periode van vier jaar geen rol meer speelt in het model. In deze periode moet beleid van gemeenten gestalte hebben gekregen en de invloed van de historie uitgewerkt kunnen zijn. Daarom mag verwacht worden dat de herverdeeleffecten als gevolg van de afbouw van de granieten voorraad beperkt zullen zijn.

3

In de brief staat: «Gezien de uitkomsten van het onderzoek – dat zich heeft gericht op de grotere gemeenten – verwacht ik dat uitbreiding van de werking van het model naar kleinere gemeenten nu binnen bereik is. Op dit moment ontbreekt het echter aan voldoende inzicht om hierover tot een weloverwogen voorstel voor een model voor deze gemeenten te komen. Ik zal nagaan of en op welke wijze het objectief verdeelmodel vanaf 2006 kan worden toegepast voor kleinere gemeenten.»

Op welke wijze gaat een objectief verdeelmodel voor de kleinere gemeenten ontwikkeld worden? Welke systematiek gaat benut worden?

In bijlage A van het u bij brief van 14 mei toegezonden APE-rapport «Verbetering van het Objectieve Verdeelmodel voor de Wet Werk en Bijstand» is beschreven tot welke reductie van herverdeeleffecten de aanpassing van het objectief verdeelmodel voor de gemeenten met minder 60 000 inwoners leidt.

Waar vorig jaar nog geconcludeerd werd dat de herverdeeleffecten voor kleine gemeenten te groot waren (namelijk gemiddeld 24,1% voor gemeenten met 1000–60 000 inwoners) om tot toepassing van het model voor kleinere gemeenten over te gaan bij het bepalen van het budget, zijn deze herverdeeleffecten nu aanzienlijk gereduceerd (namelijk gemiddeld 13,5% voor gemeenten met 1000–60 000 inwoners). Met name bij de groep gemeenten in de categorie 40 000 tot 60 000 inwoners ligt het gemiddeld herverdeeleffect van dit model (8,3%, zie tabel A.11 op p. 62) nu in dezelfde orde van grootte als voor de gemeenten die hun budget krijgen toegekend op basis van het model voor de grote gemeenten (7,0%, zie tabel 3.11 op p. 39). Ook voor de gemeenten met minder dan 40 000 zijn de herverdeeleffecten van het model 60 000-min sterk afgenomen.

De grens waarbij het model (deels) wordt toegepast voor het bepalen van individuele budgetten ligt thans op 40 000 inwoners. Ik zal laten nagaan of de modellen zodanig aansluiten op de gemeentelijke uitgaven dat deze grens voor 2006 lager gesteld kan worden, zodat ook kleinere gemeenten kunnen deelnemen in het objectief verdeelmodel.

4

In uw brief staat: «Voor de compartimentering van het macrobudget over de drie categorieën gemeenten (meer dan 60 000 inwoners, 40 000–60 000 inwoners, minder dan 40 000 inwoners) wordt in 2005 gebruik gemaakt van het objectief verdeelmodel inclusief «granieten voorraad».» Hoe ziet de compartimentering van het macrobudget (procentueel aandeel in het macrobudget per compartiment) eruit bij:

(a) toepassing van het objectief verdeelmodel 2004;

(b) het objectief verdeelmodel exclusief granieten voorraad;

(c) 100% historisch?

De uitkomsten in de verschillende varianten zijn als volgt:

Tabel: Omvang per compartiment indien berekend volgens verschillende modellen in procenten van het totale budget

Model	Klein	Middelgroot	Groot
a objectief verdeelmodel 2004	17,1	7,4	75,5
b objectief verdeelmodel 2005 exclusief granieten voorraad	17,8	7,9	74,3
c 100% historisch	17,8	7,9	74,2
d objectief verdeelmodel 2005 inclusief granieten voorraad	17,9	7,7	74,4

Aan de tabel heb ik in regel d toegevoegd de compartimentering volgens het model zoals ik dat voornemens ben toe te passen, namelijk volgens het objectief verdeelmodel 2005 (inclusief granieten voorraad).

5

In de contra-expertise op het plausibiliteitsonderzoek concludeert PWC: «De kleine steekproef en de non-respons bemoeilijken de kwantitatieve analyse: een kwantitatieve analyse van de verschillen is met name lastig vanwege de kleine controlegroep van zes gemeenten. Dit maakt de (kwantitatieve) verschillenanalyse lastig uit te voeren, aangezien voor statistische toetsen een groot aantal waarnemingen wenselijk is.»

Kunnen, gezien de beperktheid van de steekproef (17 gemeenten), voldoende harde uitspraken worden gedaan over de plausibiliteit van de verdelende werking van het objectief verdeelmodel? Zouden de uitkomsten van de plausibiliteitstoets niet op gewoon toeval kunnen berusten? Is SZW gezien de beperkte steekproef voornemens om nader onderzoek te doen naar de relatie tussen de uitkomst van het objectief verdeelmodel?

Voor het onderzoek heeft APE gebruik gemaakt van twee invalshoeken.

In de eerste plaats is een diepgaand onderzoek uitgevoerd bij 17 gemeenten. Daarbij is gebruik gemaakt van een methode die bij uitstek geschikt is voor kleine steekproeven. Hierbij is een selectieve steekproef getrokken van een beperkt aantal voor- en nadeelgemeenten. Deze methode leidt niet snel tot sterke statistische uitslagen, maar als de methode een redelijk sterke uitslag oplevert mag hieraan wel betekenis worden toegekend. Uit de vergelijking van scores op de indicatoren van de uitvoering met de herverdeeleffecten blijkt een systematisch patroon, waarbij de voordeelgemeentes beduidend hoger scoren dan de nadeelgemeenten. Dit leidt tot de conclusie dat er duidelijke aanwijzingen zijn voor een plausibel (interpreteerbaar) verband tussen de beleids- en uitvoeringspraktijk en de herverdeeleffecten.

Die conclusie wordt bevestigd door de resultaten de tweede invalshoek van het onderzoek van APE, waarbij een vergelijking is gemaakt tussen de benchmarkresultaten en de herverdeeleffecten van 37 gemeenten (waarvan er 6 ook hebben deelgenomen aan het diepteonderzoek.

In deze twee analyses zijn aldus gegevens van 48 gemeenten gebruikt.

PWC concludeert in zijn contra-expertise dat de conclusies van het onderzoek van APE – met inbegrip van de kanttekeningen die APE hierbij maakt – worden gedragen door het beschikbare materiaal en de daarop gepleegde analyse. PWC bevestigt dus hetgeen APE zelf ook constateert, namelijk dat de onderlinge verschillen tussen gemeenten in hun beleids- en uitvoeringspraktijk zeer waarschijnlijk mede bepalend zijn voor de richting en de omvang van de herverdeeleffecten van het objectief verdeelmodel.

Dit rechtvaardigt mijns inziens de verwachting dat een ander onderzoek dit beeld zal bevestigen. Het lijkt mij verstandig over enkele jaren een herhaling van het plausibiliteitsonderzoek uit te voeren, omdat dan ook de werking van de WWB in het onderzoek tot uitdrukking zal kunnen komen. Dit sluit aan bij het advies van de Raad voor de Financiële Verhoudingen dat ik u op 8 juni jl. heb toegezonden.

6

In de conclusies van de contra-expertise staat: «De verschillenanalyse laat duidelijk zien dat er verschillen zijn in beleid tussen voor- en nadeelgemeenten maar de vraag blijft hoe groot de verschillen daadwerkelijk zijn.» Is dit geen belangrijke omissie in het onderzoek? Het is dus mogelijk dat de verschillen in beleid beperkt zijn, terwijl de ene gemeente via het objectief verdeelmodel een heel hoog en de andere gemeente een heel laag budget krijgt? Is het via het plausibiliteitsonderzoek wel mogelijk om te concluderen dat het objectief verdeelmodel «eerlijk» verdeelt?

PWC concludeert in zijn contra-expertise dat de onderlinge verschillen tussen gemeenten in hun beleids- en uitvoeringspraktijk zeer waarschijnlijk mede bepalend zijn voor de richting en de omvang van de herverdeeleffecten van het objectief verdeelmodel (blz. 24 rapport PWC). Gebleken is dat de nadeelgemeenten gemiddeld lagere rangscores hebben dan de voordeelgemeenten. Ook blijken de indicatoren tamelijk sterk te correleren met de herverdeeleffecten: hoe hoger de score op de beleids- en uitvoerings-indicatoren, des te gunstiger het herverdeeleffect (blz. 22 rapport PWC).

Ik ben derhalve van mening dat – gezien de reductie van de herverdeeleffecten en de uitkomsten van het plausibiliteitsonderzoek – toepassing van het objectief verdeelmodel voor de grote gemeenten tot een rechtvaardige verdeling leidt.

7

In uw brief staat dat «zal worden nagegaan hoe (bij de definitieve vaststelling van het budget in september van het uitvoeringsjaar) gebruik gemaakt kan worden van actuelere gegevens van de bevolkingsomvang dan thans het geval is.» Geldt dit al voor het uitvoeringsjaar 2004? Zo neen, voor welk jaar dan? Wanneer worden er conclusies getrokken en wanneer zijn die voor de Kamer beschikbaar?

Om bij de definitieve vaststelling gebruik te kunnen maken van actuelere gegevens is wetswijziging nodig. Artikel 71 van de Wet werk en bijstand staat nu slechts toe dat het budget wordt bijgesteld voor wijzigingen in rijksbeleid, aanpassing van de conjunctuur en definitieve realisatiecijfers over het voorgaande jaar. De komende tijd zal worden bezien of de omvang van de te verwachten effecten een wetswijziging rechtvaardigt. Afhankelijk van het tempo waarin een eventuele wetswijziging en daarop volgende aanpassing van het Besluit WWB hun beslag kunnen krijgen, zal deze aanpassing van de budgetverdeling naar mijn verwachting vanaf het budgetjaar 2006 kunnen worden toegepast. Aanpassing van de systematiek voor het huidige budgetjaar is op juridische gronden niet mogelijk.

8

Hoe zou de verdeling van het W-budget over de gemeenten plaats vinden indien de criteria van de oorspronkelijke probleem accumulatiegebieden in het verdeelinstrument zou worden op genomen? Graag ontvangt de commissie een doorrekening.

Het probleemcumulatiegebieden-beleid (pcg-beleid) van eind jaren tachtig is door opeenvolgende kabinetten inmiddels getransformeerd tot het grotestedenbeleid. Het is voor mij daarom helaas niet mogelijk eenduidig te bepalen op welke variabelen Uw commissie thans doelt. Ook indien een variabele of een set variabelen beschikbaar zou zijn waarmee destijds de pcg-gebieden werden geïdentificeerd vloeit daar nog niet een verdeelmodel voor het W-budget uit voert waarmee de gevraagde berekening gemaakt zou kunnen worden. Dat vereist immers besluiten over de gewichten van die variabelen. Bij de verdeling van het W-budget ligt het overigens in de lijn van de wet om variabelen te kiezen die zo dicht mogelijk aansluiten bij de gemeentelijke behoefte aan reïntegratiemiddelen.

---

1 Samenstelling:

Leden: Noorman-den Uyl (PvdA), Bakker (D66), de Vries (VVD), de Wit (SP), van Gent (GL), Verburg (CDA), Hamer (PvdA), Voorzitter, Bussemaker (PvdA), Vendrik (GL), Mosterd (CDA), Smits (PvdA), Örgü (VVD), Weekers (VVD), Rambocus (CDA), de Ruiter (SP), Ferrier (CDA), Ondervoorzitter, Huizinga-Heringa (CU), Bruls (CDA), Varela (LPF), Eski (CDA), Koomen (CDA), Aptroot (VVD), Smeets (PvdA), Douma (PvdA), Stuurman (PvdA), Kraneveldt (LPF) en Hirsi Ali (VVD).

Plv. leden: Depla (PvdA), Dittrich (D66), Blok (VVD), Kant (SP), Halsema (GL), Smilde (CDA), Verbeet (PvdA), Timmer (PvdA), Tonkens (GL), Omtzigt (CDA), Adelmund (PvdA), Van Miltenburg (VVD), Visser (VVD), Algra (CDA), Vacature (algemeen), Vietsch (CDA), van der Vlies (SGP), Hessels (CDA), Hermans (LPF), van Oerle-van der Horst (CDA), Van Dijk (CDA), Van Egerschot (VVD), Van Dijken (PvdA), Blom (PvdA), Kalsbeek (PvdA), van As (LPF) en Schippers (VVD).

1 Ter inzage gelegd bij het Centraal Informatiepunt Tweede Kamer.