SOCIALE ZEKERHEID EMPIRISCHE ANALYSE
SOCIALE ZEKERHEID | EMPIRISCHE ANALYSE |
WIA-aanvragers hebben steeds grotere afstand tot de arbeidsmarkt
De laatste twee decennia is de arbeidsdeelname van opeenvol- gende cohorten werknemers die een WAO/WIA-aanvraag hebben gedaan met meer dan dertig procentpunten gedaald. Is die daling zorgwekkend? Of is de lagere arbeidsdeelname te verklaren door een veranderde samenstelling van de aanvragers?
IN HET KORT
● Nieuwe cohorten van WAO/WIA-aanvragers werken gemiddeld steeds minder na de beoordeling van hun aanvraag.
● Een belangrijke verklaring is dat hervormingen kansrijke werk- nemers hebben ontmoedigd een aanvraag te doen.
● Veranderingen in financiële prikkels en de conjunctuur hebben
weinig effect gehad op de kansen op werk.
H
land, maar ook voor andere OESO-landen (OESO, 2010). Vooral naar de ontwikkelingen in de trends bij aanvragers van de Amerikaanse Social Security Disability Insurance (SSDI) is het nodige onderzoek gedaan (Autor en Dug- gan, 2003; Xxx Xxxxxxx et al., 2011). Hieruit blijkt dat de SSDI mensen met steeds mildere aandoeningen toelaat, en dat de regeling vooral voor laagopgeleiden met een zwakke arbeidspositie aantrekkelijker is geworden, wat de gemid- delde arbeidsdeelname drukt.
De vraag is nu welke verklaringen er zijn voor de daling in arbeidsdeelname onder arbeidsongeschikten in Neder- land, die in tegenstelling tot de VS gepaard gaat met een forse daling van de instroom. Is dit het gevolg van hervormingen die werknemers met een relatief goede arbeidsmarktpositie ontmoedigen om nog een aanvraag te doen? De waargeno- men daling zou in dat geval een samenstellingseffect zijn.
Een andere mogelijke verklaring is dat, vooral ingege- ven door de Grote Recessie, de arbeidsmarktpositie van uit-
XXXXXX XXXXXX
Hoogleraar aan de Vrije Universi- teit Amsterdam en universitair
hoofddocent aan de Universiteit Leiden
XXXXX XXXXXXX
Promovendus aan de Universiteit Leiden
Gebaseerd op Koning en Vethaak (2019)
et is inmiddels een bekend gegeven dat de ver-
xxxxxxxxxx arbeidsongeschiktheidshervormingen van de laatste twee decennia de instroom in de WAO en daarna in de WIA (Wet werk en inko-
men naar arbeidsvermogen) flink aan banden hebben gelegd (Koning, 2019). Deze regelingen hebben betrek- king op zowel geheel als gedeeltelijk arbeidsongeschikten. De meest effectieve hervormingen daarbij waren de Wet verbetering Poortwachter (WvP) in 2002 en de Wet werk en inkomen naar arbeidsvermogen (WIA) die in 2006 de oude WAO verving. Mede hierdoor is de instroom in arbeids- ongeschiktheid met circa zestig procent afgenomen, ver- geleken met die van rond de eeuwwisseling (Koning en Lindeboom, 2015). Gezien de hoge instroom in de toen- malige WAO en WIA was het ook de uitdrukkelijke wens van beleidsmakers om tot een dergelijke daling te komen.
Het is echter minder bekend dat, tegelijk met deze daling, ook het aandeel van werkenden onder de groep uit- keringsaanvragers – dus zowel met als zonder uitkering – een sterke daling te zien geeh. Zo meet het SCP (2016) tussen 2003 en 2014 een afname van acht procentpunten van de kans op werk voor alle arbeidsgehandicapten in Nederland. Zoomen we in op de arbeidsdeelname van nieuwe cohorten uitkeringsaanvragers, dan is de afname veel sterker – name- lijk circa dertig procentpunten (Koning en Vethaak, 2019). Deze dalende tendens in de arbeidsdeelname van uit- keringsaanvragers geldt overigens niet alleen voor Neder-
keringsaanvragers – en dan met name die van de laagopge-
leiden onder hen – structureel verslechterd is. Dit zou een nog zorgwekkendere verklaring zijn.
En tot slot is het de vraag wat hervormingen hebben gedaan met de financiële prikkel tot werken binnen de WAO en later de WIA. Is het in feite zo dat wijzigingen in de uitkeringsvoorwaarden het meer of minder aantrek- kelijk hebben gemaakt voor uitkeringsontvangers om hun resterende verdiencapaciteit te benutten? Indien het min- der aantrekkelijk is geworden, zou dit een streep door de rekening kunnen zijn van de WIA, die juist in het leven werd geroepen met als doel het resterend arbeidsvermogen van werknemers ten volle te benutten.
Om deze vragen te kunnen beantwoorden brengen wij, in dit artikel, door middel van ontledingen de verschillende effecten in kaart die in Nederland een rol gespeeld kunnen hebben bij de arbeidsdeelname van uitkeringsaanvragers. We meten dit voor de periode tussen 1999 en 2013. Maar alvorens dat te doen schetsen we kort de verwachte effecten van de hervormingen op de arbeidsdeelname.
De hervormingen
De hervormingen met het grootste effect op de arbeidsdeel- name zijn de WvP die vanaf 2003 effect had op de nieuwe WAO-aanvragen, en de WIA die in 2006 van kracht werd. De WvP legt, voorafgaand aan de uitkeringsaanvraag, tijdens de ziekteperiode meer re-integratieverantwoorde-
Gemiddelde arbeidsdeelname voor en na
FIGUUR 1
WAO/WIA-aanvraag, per aanvraagcohort (1999–2013)
1,0
0,9
0,8
0,7
0,6
0,5
0,4
0,3
0,2
0,1
0
Bron: Koning en Vethaak (2019) | ESB
lijkheden op aan de (zieke) werknemer en werkgever. UWV fungeert hierbij als een poortwachter, die toeziet dat beide partijen zich genoeg hebben ingespannen voor werkhervat- ting om voor een WAO/WIA-aanvraag in aanmerking te komen. Met de WvP werd er niet alleen meer werkhervat- ting beoogd door herstel, maar ook door de zelfselectie van werknemers voor wie alle extra verplichtingen ontmoedi- gend werken. Onderzoek leert dat deze effecten ook inder- daad zijn opgetreden (Koning en Lindeboom, 2015; Van Sonsbeek en Xxxxxx, 2012; Xxxxxx et al., 2019). Vanaf het moment van de aanvraag bezien, betekent dit dus dat de gemiddelde kans op werk van de resterende WAO/WIA- aanvragers minder zal zijn geworden.
De WIA bestond uit drie grote veranderingen: ten eer- ste werd de ziekteperiode verlengd van één naar twee jaar; ten tweede werd het minimale verdiencapaciteitsverlies om in aanmerking te komen voor een (gedeeltelijke) uitkering verhoogd van 15 naar 35 procent van het laatstverdiende loon; en ten derde dienden ontvangers van gedeeltelijke uitkeringen (35–80 procent) na verloop van tijd mini- maal de helh van hun verdiencapaciteit te benutten om een loonkostensubsidie te kunnen ontvangen (Koning et al., 2015). Het is aannemelijk dat de eerste twee verande- ringen hebben geleid tot een verdere zelfselectie van zieke werknemers tijdens de ziekteperiode, en dat daarmee ook wederom de gemiddelde arbeidsdeelname van aanvragers is gedaald. Maar tegelijkertijd zou de loonkostensubsidie de individuele kans op werk van werknemers met gedeeltelij- ke uitkeringen juist kunnen doen vergroten. Koning et al. (2015) tonen dit ook aan, zij het dat de effecten gering zijn.
Data
Het is aannemelijk dat zowel de WvP als WIA door samen- stellingseffecten de gemiddelde kans op werk onder aanvra- gers heeh doen dalen, terwijl van de WIA ook een (positief ) gedragseffect te verwachten zou zijn omdat de prikkel tot het benutten van verdiencapaciteit is toegenomen. De vraag is nu hoe groot deze effecten zijn op de baankans, tezamen met andere verklaringen. Om dit te onderzoeken gebruiken we gegevens over bijna één miljoen WAO/WIA-uitkerings- aanvragen tussen 1999 en 2013, met daarin de vastgestelde mate van arbeidsongeschiktheid (in klassen). Deze informa- tie is gekoppeld aan de persoons- en inkomensgegevens van het Centraal Bureau voor de Statistiek tussen 1999 en 2016. Figuur 1 geeh de gegevens grafisch weer. Het laat de evolutie over de tijd zien van de arbeidsdeelname van de ver- schillende aanvraagcohorten. Bij deze figuur vallen er vier
belangrijke observaties op.
Ten eerste: de gemiddelde arbeidsdeelname stijgt tot twee jaar voor de aanvraag, waarna er een sterke daling inzet. De initiële stijging is inherent aan de voorwaarden voor een uitkeringsaanvraag – alleen werkenden kunnen een aan- vraag doen – terwijl de daling daarna volgt uit het begin van de ziekteperiode.
Ten tweede: we zien sterke dalingen in de arbeidsdeel- name in de hervormingsjaren 2003 en 2006. Omdat de deelname relatief stabiel is binnen de periodes voor (1999– 2002) en na (2003–2005) de eerste hervorming, lijken deze dalingen verband te houden met de hervormingen.
Ten derde: er zijn belangrijke veranderingen in de
–9 –8 | –7 –6 –5 –4 –3 –2 –1 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 | ||
Jaren voor/na de aanvraag | |||
1999 | 2000 | 2001 | 2002 2003 2004 2005 2006 |
2007 | 2008 | 2009 | 2010 2011 2012 2013 |
patronen van de cohorten vanaf 2006, het jaar dat de WIA inging. Wat deze cohorten betreh, zien we dat een belang- rijk aandeel van de daling een jaar eerder plaatsvindt, het- geen volgt uit de verlenging van de ziekteperiode als onder- deel van de WIA-hervorming.
Ten slotte zien we dat vanaf 2006 elk aanvraagcohort iets minder werkt dan het voorgaande, en dat dit verschil constant blijh over tijd. Dit laatste suggereert dat de con- junctuur een beperkte invloed heeh op de arbeidsdeelname van de aanvragers.
Methode
Hoe komen we tot een ontleding van de geobserveerde daling in de arbeidsdeelname van WAO/WIA-aanvragers? Omdat we verschillende opeenvolgende cohorten bezien, kan de kans op arbeidsdeelname geformuleerd worden als een optelsom van drie factoren. De eerste is het effect van de verstreken tijd sinds een aanvraag van een gegeven cohort. Figuur 1 suggereert al dat dit effect een dalend patroon heeh over de tijd. De tweede factor bestaat uit jaareffecten die voor alle cohorten tegelijk gelden. Deze zeggen vooral iets over de conjunctuur of arbeidsmarkttrends die voor alle aanvragers relevant zijn. Ze vormen dus een mogelijke verklaring voor de daling in de arbeidsdeelname van aan- vragers. De derde factor zijn cohorteffecten. Dit zijn tijds- constante eigenschappen voor de afzonderlijke cohorten, zoals de gemiddelde gezondheid en de gemiddelde arbeids- kansen per cohort. Veranderingen in deze eigenschappen kunnen daarbij weer het gevolg zijn van beleidswijzigingen die cohortsgewijs zijn ingevoerd (zoals de WvP en WIA). Cohorteffecten kunnen, net als jaareffecten, een verklaring bieden voor de daling in arbeidsdeelname.
Met age-period-cohort-modellen (APC-modellen)
maken we als eerste stap in onze analyse een ontleding van deze drie effecten (age komt hierbij overeen met de verstre- ken duur sinds de aanvraag en period met de jaareffecten). Om de drie effecten volledig te kunnen ontleden, zijn enke- le aannames noodzakelijk. Zo veronderstellen we in ons geprefereerde model dat periode-effecten geen trendmatig
Schattingsresultaten: de arbeidsdeelname
ontleed (alle cohorten tussen 1999 en 2013)
2a. 'Age'-effecten
0,0 Fractie werkzaam t.o.v. moment aanvraag
FIGUUR 2
–0,1
–0,2
–0,3
–0,4
–0,5
0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17
Verstreken duur sinds aanvraag
2b. Jaareffecten
0,1 Fractie werkzaam t.o.v. 1999
0,0
–0,1
–0,2
–0,3
–0,4
–0,5
’99 ’00 ’01 ’02 ’03 ’04 ’05 ’06 ’07 ’08 ’09 ’10 ’11 ’12 ’13 ’14 ’15 ’16
0,1
2c. Cohorteffecten
Fractie werkzaam t.o.v. cohort 1999
0
–0,1
–0,2
–0,3
–0,4
1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013
Model zonder controlevariabelen Model met controlevariabelen
Bron: Koning en Vethaak (2019) | ESB
patroon hebben – zie Xxxxxx en Xxxxxx (1994). Het blijkt dat onze uitkomsten weinig gevoelig zijn voor deze aanna- me. Voor een gedetailleerde discussie over onze modelspe- cificaties verwijzen we naar Koning en Vethaak (2019).
De interpretatie van de effecten van de verstreken uit- keringsduur en die van periode-effecten op arbeidsdeel- name spreekt voor zich. Voor cohorteffecten ligt dit ech- ter iets ingewikkelder, want deze laten het gecombineerde effect zien van ten eerste veranderde prikkels tot werken (‘individuele effecten’ of ‘gedragseffecten’) als gevolg van de WvP en WIA; ten tweede veranderingen in de samen- stelling van aanvragers door diezelfde hervormingen; en ten derde veranderingen in de samenstelling van aanvragers door meer geleidelijke cohorttrends.
De tweede stap van onze analyse bestaat daarom uit
een verdere ontleding van de cohorteffecten in gedrags- effecten van de hervormingen én in samenstellingseffecten (zowel vanwege hervormingen als geleidelijke trends). Het idee is daarbij om naar verschillen te kijken in de arbeids- deelname van afgewezen uitkeringsaanvragen en toege- kende uitkeringsaanvragen. Onder de aanname dat beide groepen in dezelfde mate door veranderingen in de cohor- tensamenstelling worden getroffen, kunnen veranderingen wat betreh het verschil in cohorteffecten opgevat worden als gedragseffecten. Immers, alleen de uitkeringsontvangers zullen de veranderingen in uitkeringsvoorwaarden ervaren. Deze aanpak in de tweede stap komt dus neer op een difference-in-differences-methode toegepast op de baan- kansen wat betreh toegekende en afgewezen aanvragen. Het ligt daarbij in de rede om alleen toegekende gedeelte- lijke uitkeringen (en dus niet volledige uitkeringen) te ver- gelijken met afgewezen aanvragen. Het is dan aannemelij- ker dat veranderingen in de samenstelling beide groepen in
dezelfde mate zullen treffen.
Resultaten
Geschatte verschillen in arbeidsdeelname van de
FIGUUR 3
aanvragers tussen afgewezen en toegekende aanvragen
0,02
0,15
0,10
0,05
0
–0,05
–0,10
–0,15
–0,20
1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013
AO-percentage <35% vs. 35-80% AO-percentage <35% vs. 35-55% Afgewezen vs. gedeeltelijke uitkeringen
Noot: 2003 en 2006 zijn de hervormingsjaren
Bron: Koning en Vethaak (2019) | ESB
Figuur 2 laat de schattingsresultaten zien van het basismodel waarin alleen de APC-variabelen zijn opgenomen en van de modellen waaraan extra controlevariabelen zijn toegevoegd. Figuur 2a laat zien dat de kansen op werk na de uitkerings- aanvraag sterk dalen, met wel meer dan veertig procentpun- ten. Die daling is het grootst in de eerste twee jaren, waarin volledig arbeidsongeschikten veelal de arbeidsmarkt ver- laten. Figuur 2b maakt duidelijk dat periode-effecten nau- welijks van invloed zijn op de baankans. Dit suggereert dat conjuncturele effecten – voor zover deze alle cohorten tref- fen – een minimale invloed hebben. Deze bevinding werpt een nieuw licht op eerdere rapportages van onder andere SCP (2016) en UWV (2015), waarin dit als verklaring werd geopperd voor de sterke daling in arbeidsdeelname.
Als periode-effecten niet belangrijk zijn, dan zal de verklaring voor de daling in arbeidsdeelname dus voor- al liggen aan cohorteffecten. Dit is ook wat figuur 2c laat zien: het laatste aanvraagcohort in onze sample (van 2013) werkt gemiddeld ongeveer dertig procentpunten minder na de aanvraag dan het eerste cohort dat wij observeren (van 1999). Interessant is dat grofweg iets meer dan de helh van de dalingen sprongsgewijs plaatsvindt in 2003 (met vier pro- centpunten) en 2006 (met twaalf procentpunten) – de jaren waarin de WvP en WIA effectief werden. Kennelijk heeh de
invoering van de WIA dus een flink drukkend effect gehad op de arbeidsdeelname van nieuwe cohorten aanvragers.
Voor meer zicht op de oorsprong van de cohorteffec- ten is het nuttig om APC-modellen te schatten met daarbo- venop verschillende verklarende variabelen. Uit deze resul- terende lijnen in figuur 2 blijkt dan dat recentere cohorten ouder zijn en vaker geen (vast) contract hebben bij aanvang van de ziekteperiode (‘vangnetters’). Alle extra variabe- len tezamen verklaren circa veertig procent van de totale cohorteffecten. Dit betreh dus samenstellingseffecten die volgen uit veranderingen in de geobserveerde kenmerken. Aangezien we niet voor alle kenmerken kunnen corrigeren, zijn waarschijnlijk de totale samenstellingseffecten groter.
Gedrags- of samenstellingseffecten
Om te achterhalen of gedragseffecten een rol spelen binnen de cohorteffecten, vergelijken we per cohort de arbeids- deelname van mensen met een toegekende en afgekeurde aanvraag. De resultaten zien we terug in figuur 3, waarin dit verschil per cohort wordt weergegeven. Figuur 3 maakt allereerst duidelijk dat het verschil in arbeidsdeelname tus- sen afgewezen en toegekende uitkeringen negatief is, ook als we de groep met gedeeltelijke uitkeringen afbakenen tot maximaal 55 procent van hun voormalige verdiencapaci- teit. Met andere woorden: de kans op werk is groter voor werknemers met gedeeltelijke uitkeringen dan voor werk- nemers met een afgewezen aanvraag.
We zijn echter geïnteresseerd in veranderingen in dit verschil over de cohorten heen (de ‘difference-in-differen- ces’), aangezien dit iets zegt over de effecten van hervormin- gen op de kans op werk voor uitkeringsontvangers. Zoals verwacht zijn er geen aanwijzingen voor gedragseffecten na invoering van de WvP, die immers de re-integratieverplich- tingen tijdens de ziekteperiode voor alle aanvragers heeh aangescherpt. Veranderingen na invoering van de WIA in 2006 zijn echter ook niet duidelijk zichtbaar, aangezien er geen substantiële wijzigingen te zien zijn in de eerste jaren die hierop volgen. Hieruit concluderen we dat een gedrag- seffect van de loonkostensubsidie in de WIA, als deze er al is, de deelname van gedeeltelijk arbeidsongeschikten nau- welijks beïnvloed heeh.
Beleidsimplicaties
Het moge duidelijk zijn dat er sinds 1999 een drastische daling in de arbeidsdeelname heeh plaatsgevonden van (voormalige) werknemers die op enig moment een WAO- of WIA-aanvraag hebben gedaan. De ontleding van de onder- liggende verklaringen van deze daling heeh ons nu drie lessen opgeleverd die voor beleidsmakers van belang zijn.
Ten eerste vinden we nauwelijks aanwijzingen dat periode-effecten belangrijk zijn voor schommelingen in de arbeidsdeelname van WAO/WIA-aanvragers. Waar eerder onderzoek van onder andere SCP (2016) en UWV (2015) nog suggereerde dat de daling in de arbeids- deelname de weerslag was van een langdurige verslechte- ring van de arbeidsmarktpositie van alle arbeidsgehandi- capten door de Grote Recessie, is dit echter volgens onze analyse niet het geval. Trekken we deze bevinding door naar het heden, dan zijn er dus ook geen redenen om aan te nemen dat uitkeringsaanvragers van de WIA boven-
matig zullen profiteren van de huidige hoogconjunctuur. Een tweede bevinding is dat de WIA-hervorming weinig effect heeh gehad op de individuele kans op werk van mensen met een gedeeltelijke uitkering. Dit bevestigt eerder onderzoek van Xxxxxx et al. (2015), maar bovenal onder- streept het dat veranderingen in prikkels – zeker wanneer ze pas na een paar jaar worden ingezet – een beperkte invloed hebben op de baankans. Dit is te meer relevant als werk- nemers met arbeidsongeschiktheidsuitkeringen vrezen dat zij hun uitkering deels of geheel zullen verliezen als zij meer
gaan verdienen dan hun vastgestelde verdiencapaciteit.
Als laatste geldt de logische consequentie dat veran- deringen in de samenstelling van de cohorten van aanvra- gers tussen 1999 en 2013 zo goed als de gehele daling in arbeidsdeelname verklaren. Enerzijds lijkt hier sprake te zijn van een geleidelijke trend, waarbij nieuwe cohorten zich aandienen die gemiddeld een steeds iets slechtere arbeidsmarktpositie hebben. Duidelijk in dit verband is dat vooral het aandeel vangnetters is gestegen, zoals aangege- ven in eerdere ESB-bijdragen van Xxxxxxxxx et al. (2019) en Murre en Xxxxxx (2019). Anderzijds is de daling de resultante van de invoering van de WvP en WIA, die heb- ben geleid tot een sterke zelfselectie in de ziekteperiode die vooraf gaat aan een eventuele aanvraag.
Al met al is het dus een geruststellende gedachte dat de arbeidsmarktpositie van individuele werknemers die een aanvraag doen niet sterk veranderd is, iets wat de ruwe cij- fers wellicht zouden doen vermoeden. Maar tegelijkertijd is het onduidelijk hoe dit alles heeh uitgepakt voor de iets gezondere en kansrijkere werknemers die zich niet langer melden aan de WIA-poorten. Idealiter hebben zij hun werk voortgezet, maar het kan ook zijn dat zij in andere regelin- gen terecht zijn gekomen of zonder uitkering thuis zitten. Meer onderzoek is nodig voor een antwoord op deze vraag.
Literatuur
Autor, D.H. en M.G. Duggan (2003) The rise in the disability rolls and the decline in unemployment. The Quarterly Journal of Economics, 118(1), 157–206.
Xxxxxxxxx, X., X. xxx Xxxxxxx en J.-M. van Sonsbeek (2019) Stijging WIA- instroom nog geen reden tot zorg. ESB, 104(4773), 230–232.
Xxxxxx, X. en X. Xxxxxx (1994) Saving, growth, and aging in Taiwan. In: D.A. Wise (red.) Studies in the Economics of Aging. University of Chicago Press, 331- 362.
Xxxxxx, X., X. Koning en X. Xxxxxxxxx (2019) Targeting disability insurance applications with screening. IZA Discussion Paper, 12343.
Xxxxxx, X. (2019) Verleden, heden en toekomst van de arbeidsongeschikt- heid. ESB, 104(4772), 151–153.
Koning, P. en X. Xxxxxxxxx (2015) The rise and fall of disability insurance enroll- ment in the Netherlands. The Journal of Economic Perspectives, 29(2), 151–172.
Koning, P. en X. Xxxxxxx (2019) Decomposing Employment Trends of Disabled Workers. IZA Discussion Paper, 12775
Xxxxxx, P., J.-M. van Sonsbeek en S. Zwijsen (2015) De prikkelbaarheid van gedeeltelijk arbeidsongeschikten. ESB, 100(4706S), 26–31.
Xxxxx, X. en X. Xxxxxx (2019) Flexkracht blijft vaker niet-duurzaam arbeids- ongeschikt dan vaste werknemer. ESB, 104(4772), 155–157.
OESO (2010) Sickness, disability and work: breaking the barriers, 24 november. OESO-publicatie te vinden op xxx.xxxx.xxx.
SCP (2016) Beperkt in functie: trendrapportage ziekteverzuim, arbeidsongeschiktheid en arbeidsdeelname van mensen met gezondheidsbeperkingen. SCP Rapport, oktober.
Sonsbeek, J.-M. van, en R.H. Xxxxxx (2012) Estimating the effects of recent disability reforms in the Netherlands. Oxford Economic Papers, 65(4), 832–855.
UWV (2015) UWV Monitor Arbeidsparticipatie 2015.
Xxxxxxx, X. xxx, X. Song en J. Manchester (2011) Trends in employment and earnings of allowed and rejected applicants to the social security disability insurance program. American Economic Review, 101(7), 3308–3329.