ant Bijdragen aan het DANS symposium van 17 januari 2007 Redactie Matthijs Kalmijn Marion Wittenberg dans Symposium Publicaties

Multi-actor data in survey onderzoek

In de maatschappijwetenschappen is het verzamelen van data bij aan elkaar gerelateerde personen, ofwel multiactor data, nog meer uitzondering dan regel. Het benaderen van ‘anderen’, buiten het huishouden, is kostbaar en er kleven methodologische problemen aan. Door de te verwachten lagere respons zullen multi-actor data vrijwel altijd incompleet zijn. Ook kan er een vertekening optreden. Toch is het verzamelen en analyseren van multi-actor data aan het opkomen. Dat valt samen met het populairder worden van multilevel modellen in de statistiek. Inhoudelijke en statistische ontwikkelingen beïnvloeden elkaar hier wederzijds positief. Tegelijk komen in het sociologische onderzoek de prospectieve dynamische data (panels) op, waarbij ook steeds vaker multi-level modellen worden toegepast, wat laat zien dat paneldata lijken op multiactor data. Een van de belangrijke innovaties in het sociologische onderzoek zou kunnen liggen in het combineren van deze twee ontwikkelingen in het survey onderzoek, dus het verzamelen van langlopende multi-actor paneldata. Daarmee wordt de deur geopend om vragen te beantwoorden over de manier waarop individuen beïnvloed worden door de resources, de normen en waarden, en de gedragingen van de personen in hun directe omgeving: klassieke sociologische vragen die tot nu toe onderbelicht zijn gebleven. Begin 2007 hebben Data Archiving and Networked Services (DANS) en de Universiteit van Tilburg een symposium georganiseerd – ‘Multi-actor data in surveyonderzoek: moeilijkheden en mogelijkheden’ – om dit toenemende gebruik van multi-actor data voor het voetlicht te brengen. In deze publicatie zijn de bijdragen aan dit symposium gebundeld.

Multi-actor data in survey onderzoek Bijdragen aan het DANS symposium van 17 januari 2007 Redactie Matthijs Kalmijn Marion Wittenberg

Data Archiving and Networked Services (DANS) is de nationale organisatie die zorgt voor de opslag en blijvende toegankelijkheid van onderzoeksgegevens in de alfa- en gammawetenschappen. DANS beheert bestaande digitale archieven, helpt bij het tot stand komen van nieuwe en voert projecten uit op het gebied van datavoorziening. Zo organiseert DANS ook symposia over onderwerpen rond het behoud, de toegang tot en het gebruik van data. Bijdragen aan deze symposia worden uitgegeven in de serie DANS Symposium Publications. 978- 90- 5260- 292- 9

9 789052 602929

An

ant

dans Symposium Publicaties

3


archiveren van digitaal academisch erfgoed

i

2008 DANS © Sommige rechten voorbehouden / Some rights reserved. Voor deze uitgave zijn gebruiksrechten van toepassing zoals vastgelegd in de Creative Commons licentie [Naamsvermelding-NietCommercieelGelijkDelen] 3.0 Nederland. Voor de volledige tekst van deze licentie zie: http:// creativecommons.org/licenses/by-nc-sa/3.0/nl/ Gepubliceerd voor DANS – Data Archiving and Networked Services PO Box 93067 2509 AB The Hague T 00 31 (0)70 3494450 F 00 31 (0)70 3494451 [email protected] www.dans.knaw.nl isbn 978-90-5260-292-9 Digitaal beschikbaar als pdf op www.dans.knaw.nl Redactie-assistent: Olga Veldhorst Ontwerp en pagina-opmaak: Ellen Bouma, Alkmaar Het papier van deze publicatie voldoet aan ∞ ISO-norm 9706 (1994) voor permanent houdbaar papier. Uitgeverij Aksant, Cruquiusweg 31, 1019 AT Amsterdam, www.aksant.nl

ii archiveren van digitaal academisch erfgoed


Bijdragen aan het DANS symposium van 17 januari 2007

Redactie: Matthijs Kalmijn Marion Wittenberg DANS Symposium publicaties 3

a Amsterdam, 2008

iv

Voorwoord

Inhoud Voorwoord 1 Corrigeren voor meetfouten met behulp van multi-actor data: Wat leert het ons over de invloed van ouderlijke hulpbronnen op het onderwijssucces van kinderen? – Jannes de Vries en Paul M. de Graaf 5 Multi-actor data in organisaties: Arbeidstevredenheid vanuit condities op organisatie- en werknemersniveau – Tanja van der Lippe 29 Verschillen tussen ouders en kinderen in de rapportage van steun en contact – Pearl A. Dykstra en Jornt J. Mandemakers 47 Effecten van ouders en school op cultuurparticipatie in de periode van adolescentie tot jongvolwassenheid: Resultaten van een longitudinaal dubbel contextueel model – Ineke Nagel en Harry B.G. Ganzeboom 69 Selectieve respons van alters in multi-actor surveys: Hoe selectief en maakt het uit? – Matthijs Kalmijn en Aart C. Liefbroer 91 Over de auteurs 109

Inhoud

v

vi

Voorwoord

Voorwoord Veel vragen en theorieën in de sociale wetenschappen gaan over relaties tussen mensen. Bekende voorbeelden zijn vragen over welke mensen elkaar voor een relatie selecteren, vragen over hoe mensen elkaar in hun opvattingen en gedragingen beïnvloeden en vragen over hoe mensen zich tot elkaar verhouden. Het lijkt daarom logisch dat sociale wetenschappers vaak data verzamelen bij aan elkaar gerelateerde personen, ofwel multi-actor data. In de (sociale) psychologie is dat inderdaad het geval, maar in de sociologie en ook in andere maatschappijwetenschappen zijn multi-actor data tot op heden meer uitzondering dan regel. Eén reden daarvoor ligt in de praktijk van het onderzoek. In de maatschappijwetenschappen zijn surveydata dominant en surveydata hebben een individualistisch karakter. Hoewel respondenten in een survey ook wel gevraagd wordt te rapporteren over anderen, bijvoorbeeld over hun ouders of hun collega’s, hebben dit soort proxy multi-actor data natuurlijk hun beperkingen. Tamelijk concrete en stabiele kenmerken van anderen zou men nog wel via proxyreports kunnen achterhalen, denk aan het beroep van de vader of de huwelijkse staat van een collega, maar voor veel andere kwesties dient men de ‘anderen’ toch echt zelf te ondervragen. Deze ondervraging van ‘anderen’ binnen de context van een survey wordt af en toe ook wel gedaan, maar dan betreft het veelal personen binnen het huishouden. Veel standaard sociaal-wetenschappelijke enquêtes zoals het Aanvullend Voorzieningengebruiksonderzoek (AVO) of het Sociaal Economisch Panel (SEP) zijn immers huishoudensenquêtes. Hierbij valt overigens op dat dergelijke data meestal als individuele data worden geanalyseerd, en niet als huishouddata. Het benaderen van ‘anderen’ die zich buiten het huishouden bevinden gebeurt echter minder vaak. Een belangrijke reden hiervoor, is praktisch van aard. Het is niet dat sociaal-wetenschappelijke onderzoekers het inhoudelijke belang van dergelijke data onderschatten of niet weten wat aan de ‘anderen’ te vragen. Het ondervragen van ‘anderen’ is in de eerste plaats zeer kostbaar. Iedere alter is immers ook weer een respondent zodat de steekproefomvang snel daalt bij een gelijkblijvend budget. De neiging om toch maar via proxyreports informatie over alters te verkrijgen is dan groot. In de tweede plaats kleven er allerlei methodologische problemen aan het verzamelen van multi-actor data. Men moet meestal via de respondent aan de identiteit van de ‘anderen’ komen en respondenten zijn niet altijd bereid die informatie te geven.1 Bovendien zullen lang niet alle ‘anderen’ bereid zijn om mee te werken aan het onderzoek, zodat multi-actor data vrijwel altijd incompleet zijn. Tot slot kan er een vertekening optreden; als men via de respondent de ‘anderen’ bij het onderzoek betrekt, kan dat leiden tot een oververtegenwoordiging van goede relaties in de data. 1 Multi-actor data waarbij de aan elkaar gerelateerde personen onafhankelijk van elkaar meewerken aan het onderzoek zijn er natuurlijk ook, denk aan data verzameld in schoolklassen of onderzoek naar burenrelaties.

Voorwoord

1

Toch is er een groeiend aantal onderzoeksprojecten waarbij ook data worden verzameld bij aan elkaar gerelateerde individuen. Begin 2007 hebben DANS (Data Archiving and Networked Services) en de Universiteit van Tilburg daarom een symposium georganiseerd met als doel dit toenemende en vruchtbare gebruik van multi-actor data voor het voetlicht te brengen. In de voorliggende publicatie zijn de bijdragen aan dit symposium gebundeld. 2 Multi-actor data zijn er in allerlei soorten en maten en de bundel geeft een goede indruk van deze diversiteit. We kunnen een onderscheid maken tussen actoren in primaire relaties en actoren in secundaire relaties. De bijdragen van De Vries en De Graaf, Dykstra en Mandemakers, en Kalmijn en Liefbroer zijn voorbeelden van multi-actor data in primaire relaties; deze gaan allemaal over data verzameld bij aan elkaar gerelateerde familieleden, zoals ouders, kinderen, en broers en zussen. In al deze gevallen gaat het bovendien om familieleden die niet bij elkaar in huis wonen. De bijdragen van Van der Lippe en Nagel en Ganzeboom zijn voorbeelden van multi-actor data in secundaire relaties, zoals klasgenoten (Nagel en Ganzeboom) en werknemers en hun leidinggevenden (Van der Lippe). De bijdrage van Nagel en Ganzeboom combineert overigens data over secundaire en primaire relaties door ook ouders en broers en zussen van alle mede-leerlingen te ondervragen. In alle gevallen gaat het steeds om bij de anderen zelf verzamelde data, en dus niet om proxyreports. Multi-actor data kunnen op verschillende manieren worden gebruikt. In de eerste plaats kunnen zij gebruikt worden om inhoudelijke vragen te beantwoorden. Van der Lippe onderzoekt in deze bundel hoe de werkcontext de arbeidstevredenheid van werknemers beïnvloedt. Zij doet dat door naast allerlei kenmerken van werknemers, ook gegevens over de werkcontext, zoals gerapporteerd door leidinggevenden, in het model op te nemen. Dykstra en Mandemakers onderzoeken hoe percepties van uitwisselingen van een en dezelfde relatie verschillen tussen de twee partijen in een relatie (tussen ouders en kinderen). Nagel en Ganzeboom gebruiken hun ‘dubbele’ multi-actor data structuur om te onderzoeken wat de invloed is van de school tegenover het ouderlijk milieu op de mate van cultuurparticipatie tijdens de jongvolwassenheid. Multi-actor data kunnen ook worden gebruikt om methodologische issues te onderzoeken. Zo onderzoeken Kalmijn en Liefbroer in welke mate de respons van alters selectief is en in hoeverre voor een dergelijke selectieve respons kan worden gecorrigeerd. Selectieve non-respons is een van de belangrijkste redenen waarom 2 DANS symposium in samenwerking met de Universiteit van Tilburg, faculteit Sociale Wetenschappen: Multi-actor data in survey onderzoek: moeilijkheden en mogelijkheden, http:// www.dans.knaw.nl/nl/dans_symposia/1_2007/, dagvoorzitter Jacques Hagenaars (Methoden en Technieken, Universiteit van Tilburg). Met dank aan de kritische bijdragen van de referenten, Jeroen Vermunt (Universiteit van Tilburg), Bram Steijn (Erasmus Universiteit Rotterdam), Catrin Finkenauer (Vrije Universiteit Amsterdam), René Veenstra (TRAILS – Rijksuniversiteit Groningen), Arthur van Soest (Netspar, MESS – Universiteit van Tilburg)

2

Voorwoord

onderzoekers aarzelen bij het verzamelen en analyseren van multi-actor data en is derhalve een belangrijk methodologisch probleem. De Vries en De Graaf richten zich net als Dykstra en Mandemakers op verschillen in rapportages tussen alters (in dit geval, verschillen in familieleden in hun rapportages over het beroep en het opleidingsniveau van de vader). Zij gebruiken deze verschillen echter op een methodologische, en niet op een inhoudelijke manier. Door rapportages van meerdere actoren samen te nemen, zo laten zij zien, kan voor meetfouten in retrospectieve data worden gecorrigeerd. De bundel maakt duidelijk dat het verzamelen en analyseren van multi-actor data aan het opkomen is in de sociologie. Deze ontwikkeling valt samen met het steeds populairder worden van multilevel modellen in de statistiek. Dergelijke modellen zijn natuurlijk al veel ouder, maar ze zijn steeds toegankelijker geworden in de maatschappijwetenschappen en kunnen voor steeds meer verschillende soorten uitkomsten (afhankelijke variabelen) worden gebruikt. Het lijkt er op dat inhoudelijke en statistische ontwikkelingen elkaar hier wederzijds positief beïnvloeden. Een andere ontwikkeling in het sociologische onderzoek is de opkomst van prospectieve dynamische data (panels). Op verschillende plekken worden tegenwoordig grootschalige surveys opgezet waarbij respondenten op meerdere tijdstippen over de jaren heen worden ondervraagd. Dergelijke data zijn in de Nederlandse sociologie relatief schaars, zeker in vergelijking met de Amerikaanse sociologie of in vergelijking met de panels verzameld door economen. Met paneldata kunnen causale theorieën beter worden getoetst dan met cross-sectionele data en kunnen bovendien allerlei levensloopontwikkelingen worden beschreven en verklaard. Ook hier worden overigens steeds vaker multi-level modellen toegepast, wat laat zien dat paneldata lijken multi-actor data. Een van de belangrijkere innovaties in het sociologische onderzoek zou kunnen liggen in het combineren van deze twee ontwikkelingen in het survey onderzoek. Met andere woorden, het verzamelen van langlopende multi-actor paneldata. Met dergelijke data krijgt men een uniek beeld van de manier waarop de levenslopen van individuen met elkaar zijn verbonden. Dynamische multi-actor data zullen bij uitstek geschikt zijn om vragen te beantwoorden over de manier waarop individuen beïnvloed worden door de resources, de normen en waarden, en de gedragingen van de personen in hun directe omgeving. Dit zijn klassieke sociologische vragen die in het oude statische en individualistische survey onderzoek onderbelicht zijn gebleven. Matthijs Kalmijn, Universiteit van Tilburg Marion Wittenberg, DANS – Data Archiving and Networked Services

Voorwoord

3

4

Corrigeren voor meetfouten met behulp van multi-actor data

Corrigeren voor meetfouten met behulp van multi-actor data: Wat leert het ons over de invloed van ouderlijke hulpbronnen op het onderwijssucces van kinderen? Jannes de Vries en Paul M. de Graaf

In dit artikel onderzoeken we of retrospectieve meetfouten in informatie over sociale herkomst tot een vertekening leidt van de effecten van sociale herkomst op het opleidingsniveau. We kijken naar vier kenmerken: vaders opleidingsniveau, vaders beroepsstatus, ouderlijke culturele hulpbronnen en ouderlijke materiële hulpbronnen. We gebruiken de multi-actor data uit de Familie-enquête Nederlandse Bevolking om meetfouten te corrigeren. De primaire respondent, één van de ouders en één broer of zus hebben informatie gegeven over de vier ouderlijke kenmerken en met behulp van de multipele informatie kunnen we lineair-structurele modellen schatten waarin wordt gecontroleerd voor random en gecorreleerde meetfouten. De uitkomsten van de analyse laten zien dat het effect van culturele hulpbronnen op het bereikte opleidingsniveau sterker is dan conventioneel onderzoek laat zien. De reproductie van opleiding via culturele hulpbronnen blijkt twee keer zo groot te zijn als eerder is gevonden. Dit komt doordat zowel het effect van vaders opleidingsniveau op de ouderlijke culturele hulpbronnen als het effect van culturele hulpbronnen op het opleidingsniveau sterker is wanneer rekening wordt gehouden met meetfouten. Verder blijkt dat het directe effect van vaders beroepsstatus op het opleidingsniveau verdwijnt in modellen waar wordt gecontroleerd voor meetfouten, maar het effect van financiële hulpbronnen nauwelijks verandert.

Inleiding De effecten van primaire socialisatie op de levensloop worden in sociologisch onderzoek meestal bepaald door retrospectief verzamelde informatie over ouders en ouderlijk gezin in verband te brengen met de levensloop van de respondenten. Het is echter duidelijk dat de informatie die respondenten geven over het gezin waarin zij opgroeiden meetfouten moet bevatten; zij worden ondervraagd over een situatie die vaak ver in het verleden ligt en omdat de vragen gaan over andere personen dan zijzelf. Zulke meetfouten kunnen leiden tot een vertekende invloed van socialisatie. In dit artikel onderzoeken we met behulp van multi-actor data hoe groot de betrouwbaarheid van die informatie is en wat voor gevolgen deze heeft voor de effecten van primaire socialisatie op het opleidingsniveau dat de respondenten hebben bereikt. We kijken met name naar de effecten van vier achtergrondkenmerken: vaders opleidingsniveau, vaders beroepsstatus, en ouderlijke culturele en materiële hulpbronnen.

De Vries en De Graaf

5

Blau en Duncan (1967) hebben laten zien dat het opleidingsniveau en de beroepsstatus van de vader positieve effecten hebben op het opleidingsniveau van de zoon. Deze effecten worden vaak verklaard door te wijzen op de superieure materiële en culturele hulpbronnen van ouders met hoge status (Bourdieu, 1970; Collins, 1972; de Graaf, 1986). Materiële hulpbronnen bestaan uit geld en materiële bezittingen; deze kunnen worden ingezet voor dure opleidingen, bijles, schoolgelden, huiswerkbegeleiding of voor het volgen van een taalcursus in het buitenland. Culturele hulpbronnen worden geoperationaliseerd met actieve en passieve ouderlijke culturele consumptie. Hoe meer culturele hulpbronnen ouders hebben, des te meer maken zij hun kinderen vertrouwd met de dominante cultuurpatronen in een samenleving. Dat kan een groot voordeel zijn op school omdat daar de beheersing van deze dominante cultuur impliciet wordt verondersteld. De centrale hypothese in het onderwijssociologisch werk van Bourdieu en Collins is dat de intergenerationele overdracht van culturele hulpbronnen via het onderwijs de bestaande maatschappelijke structuur reproduceert. Samenvattend, formuleren we de volgende vijf hypothesen: 1. er zijn effecten van sociale herkomst (vaders opleiding en vaders beroep) op culturele hulpbronnen; 2. er is een effect van culturele hulpbronnen op het opleidingsniveau van zoon/ dochter; 3. er zijn effecten van sociale herkomst op materiële hulpbronnen; 4. er is een effect van materiële hulpbronnen op het opleidingsniveau van zoon/ dochter; 5. de effecten van sociale herkomst op het opleidingsniveau van zoon/dochter worden geïntermedieerd door culturele en materiële hulpbronnen; de directe effecten van sociale herkomst zijn kleiner dan de totale effecten. Wat zegt de onderzoeksliteratuur over deze hypothesen? Per hypothese presenteren we de bevindingen: 1. het effect van sociale herkomst op culturele hulpbronnen: De Graaf (1986), de Graaf (1989), Mohr en DiMaggio (1995), Kalmijn en Kraaykamp (1996), de Graaf, de Graaf en Kraaykamp (2000), Kraaykamp (2000) en Sullivan (2001) toonden aan dat sociale herkomst een sterk en positief effect heeft op ouderlijke culturele hulpbronnen in Nederland, de Verenigde Staten en Groot-Brittannië. Het ouderlijk opleidingsniveau is daarbij belangrijker dan het ouderlijke beroepsniveau. De invloed van opleiding en beroepsstatus op cultuurparticipatie is ook gemeengoed in studies naar determinanten van cultuurdeelname. 2. het effect van culturele hulpbronnen op het opleidingsniveau van zoon/dochter:

6


�� Verschillende empirische onderzoeken hebben aangetoond dat ouderlijke culturele hulpbronnen een positief effect hebben op de opleidingscarrière en het bereikte niveau in (West-)Duitsland (de Graaf, 1988; Aschaffenburg en Maas, 1997), Australië (Crook, 1997), Groot-Brittannië (Sullivan, 2001), de Verenigde Staten (Kalmijn en Kraaykamp, 1996) en Nederland (de Graaf, 1986; de Graaf 1989; Niehof, 1997; de Graaf, de Graaf, en Kraaykamp, 2000; de Graaf en de Graaf, 2002, 2003). 3. het effect van gezinsachtergrond op materiële hulpbronnen: Volgens de Graaf (1989) en de Graaf, de Graaf en Kraaykamp (2000) heeft sociale herkomst een sterk positief effect op ouderlijke materiële hulpbronnen in Nederland. Vele andere economische en sociologische publicaties brengen human capital in verband met het inkomensniveau. 4. het effect van materiële hulpbronnen op het opleidingsniveau van de zoon/ dochter: Voor West-Duitsland vond de Graaf (1988) geen effect van materiële hulpbronnen op opleidingsniveau. Echter, in Nederland (de Graaf, 1989; Niehof, 1997; de Graaf, de Graaf en Kraaykamp, 2000; de Graaf en de Graaf, 2002, 2003) en Australië (Crook, 1997) zijn wel effecten van materiële hulpbronnen gevonden. Volgens Niehof (1997) is het effect van materiële hulpbronnen even sterk als het effect via culturele hulpbronnen, maar de Graaf (1989) en de Graaf en de Graaf (2002, 2003) vonden dat het effect van culturele hulpbronnen aanmerkelijk sterker is dan is het effect van materiële hulpbronnen. 5. het directe effect van sociale herkomst op het opleidingsniveau van zoon/dochter na controle voor culturele en materiële hulpbronnen: Volgens elk onderzoek heeft sociale herkomst een direct effect op het opleidingsniveau nadat culturele en/of materiële hulpbronnen in het model zijn opgenomen (de Graaf, 1986; de Graaf, 1988; Kalmijn en Kraaykamp, 1996; Aschaffenburg en Maas, 1997; Crook, 1997; Niehof, 1997; Sullivan, 2001; de Graaf en de Graaf, 2002, 2003). Meestal wordt ongeveer de helft van de effecten van sociale herkomst verklaard door de ouderlijke hulpbronnen. In de meeste van de besproken publicaties wordt informatie over de ouders verkregen door retrospectieve vragen te stellen aan respondenten. Het beantwoorden van deze vragen kan problemen opleveren, omdat de vragen gaan over een situatie uit het verleden –meestal wordt gevraagd naar de situatie toen de respondent tussen twaalf en vijftien jaar oud was– en omdat ze betrekking hebben op iemand anders dan de respondent zelf. Kraaykamp (2000), die panel data gebruikte, vond een kleiner effect van culturele hulpbronnen dan in eerder onderzoek en stelt dat dit het gevolg kan zijn van een overschatting van dit effect in eerder onderzoek, vanwege het gebruik van retrospectieve other-report data. De gevolgen van meetfouten voor de effecten van gezinsachtergrond hangen ervan af of de meetfouten random of gecorreleerd zijn. Random meetfouten leiden tot een onderschatting van bivariate verbanden tussen variabelen. In multipele


7

regressie-analyses kunnen random meetfouten echter ook tot een onderschatting van effecten leiden. Gecorreleerde meetfouten leiden, wanneer zij positief zijn, tot een overschatting van het verband tussen twee variabelen. Fouten in de antwoorden van respondenten over hun ouders kunnen gecorreleerd zijn met andere eigenschappen van de ouders en ook met eigenschappen van de respondenten. In het eerste geval wordt het verband tussen twee variabelen (bijvoorbeeld vaders beroepsstatus en ouderlijke materiële hulpbronnen) overschat, wat van invloed kan zijn op de effecten van deze variabelen op het opleidingsniveau van de zoon/ dochter. In het tweede geval wordt de invloed van vaders opleidingsniveau op het opleidingsniveau van de zoon/dochter overschat. Het is duidelijk dat we niet op voorhand voorspellingen kunnen doen over de effecten van sociale herkomst en ouderlijke hulpbronnen in modellen waarin wordt gecorrigeerd voor meetfouten. In dit hoofdstuk onderzoeken we daarom empirisch in hoeverre de rol van ouderlijke hulpbronnen bij het bereiken van een opleidingsniveau in conventioneel onderzoek is vertekend door gebruik van retrospectieve en other-report rapportage. Gebruik makend van de multi-actor data uit de Familie-enquête Nederlandse Bevolking schatten we lineair-structurele modellen waarin we informatie opnemen die wordt verstrekt door drie informanten: de primaire respondenten, één van hun ouders en één van hun broers en zussen. De gecombineerde informatie over het ouderlijke milieu geeft ons de mogelijkheid te onderzoeken of er meetfouten zijn en of modelschattingen veranderen wanneer we corrigeren voor de eventuele meetfouten.

Data We gebruiken data uit de herhaalde cross-sectionele retrospectieve levensloopenquête Familie-enquête Nederlandse Bevolking 1992, 1998 en 2000 (Ultee en Ganzeboom, 1992; de Graaf, de Graaf, Kraaykamp, en Ultee, 1998, 2000). In deze drie surveys zijn primaire respondenten en hun (getrouwde of ongetrouwde) partners geïnterviewd in face-to-face interviews en zijn ze gevraagd om een schriftelijke vragenlijst in te vullen. Steekproeven zijn getrokken uit de burgerlijke stand van een representatieve selectie van Nederlandse gemeenten. De response rate (= contact rate × cooperation rate) was 42,5 procent in 1992, 47,3 procent in 1998, en 40,6 procent in 2000. De contact rates waren steeds ongeveer 90 procent, en de cooperation rates ongeveer 50 procent. De uiteindelijke steekproeven zijn respectievelijk 1000, 2029, en 1561 respondenten; in totaal zijn er 4590 respondenten. We hebben uitsluitend respondenten tussen 25 en 54 jaar of jonger in de analyse opgenomen. Respondenten jonger dan 25 jaar worden niet geanalyseerd omdat veel van hen hun opleiding nog niet hebben afgerond. Respondenten ouder dan 54 worden niet geanalyseerd aangezien veel van hen geen ouders meer hebben. Van de respondenten in de gekozen leeftijdscategorie had 86 procent ten minste één (levende) ouder op het moment van het interview en had 90 procent (in de en-

8


quêtes uit 1992 en 20001) minstens een (levende) broer of zus. Uiteindelijk analyseren we de gegevens van 3,086 respondenten van wie we informatie hebben over vaders opleidingsniveau, vaders beroepsstatus, ouderlijke culturele en materiële hulpbronnen, het eigen opleidingsniveau, geboortejaar en sekse. In de enquêtes werd de respondenten gevraagd om het adres van hun ouders te geven en het adres van een random geselecteerde broer of zus (sibling). Aan de ouders en aan de siblings is een schriftelijke vragenlijst gestuurd. Na twee herinneringen zijn van 43 procent van de respondenten met een levende ouder ingevulde ouder-vragenlijsten ontvangen. Het respons-percentage voor de siblings was 39 procent. De lage respons heeft twee oorzaken: een deel van de respondenten weigerde het adres van hun ouders of sibling te geven en een deel van de ouders en siblings stuurde de vragenlijst die ze ontvingen niet terug. Niet alle vragenlijsten bevatten de vragen die we in onze analyse willen opnemen: in 1998 zijn ouders alleen gevraagd naar hun opleiding en niet naar hun beroep en ook niet naar de materiële en culturele hulpbronnen. In alle drie de vragenlijsten zijn geen vragen gesteld over overleden partners van de levende ouder. Er zijn 897 primaire respondenten voor wie er ouder-rapportages zijn over vaders opleiding. Er zijn ouder-rapportages zijn over vaders beroep voor 409 primaire respondenten. Voor 539 respondenten zijn er ouder-rapportage over ouderlijke materiële hulpbronnen en er zijn 498 respondenten voor wie er ouder-rapportages zijn over de culturele hulpbronnen. Voor slechts 347 respondenten hebben we ouder-rapportages over alle vier de kenmerken. Daarnaast hebben we sibling-rapportages over vaders opleiding en vader beroep voor respectievelijk 611 en 576 respondenten, en sibling-rapportages over materiële en culturele hulpbronnen voor respectievelijk 627 en 621 respondenten. Sibling-rapportages over alle vier de kenmerken zijn er voor 540 primaire respondenten. De opleidingsniveaus van vaders en van zonen/dochters zijn geoperationaliseerd aan de hand van het aantal jaren onderwijs dat nodig is om de hoogste diploma te behalen: voor lagere school is dat 6 jaar, voor lbo 9 jaar, voor mavo en verkort mbo 10 jaar, voor mbo2 en havo 11 jaar, voor vwo 12 jaar, voor hbo 15 jaar, voor universiteit (WO) 17 jaar en voor een postdoctorale opleiding 20 jaar. Vaders beroepsstatus (toen de respondent 15 jaar oud was) is gebaseerd op de International Socio Economic Index (ISEI) schaal, geconstrueerd door Ganzeboom, De Graaf, en Treiman (1992). Tabel 1 beschrijft de constructie van de schaal voor de ouderlijke materiële hulpbronnen op vijftienjarige leeftijd. De gebruikte items verschillen tussen de enquête-jaren en zijn vergelijkbaar door onze manier van standaardisering. De items zijn gestandaardiseerd door percentielscores toe te kennen aan antwoorden en het gemiddelde van elk gestandaardiseerd item bedraagt dus 50. Deze methode heeft 1 In de 1998 enquête zijn siblings niet ondervraagd over hun ouders. 2 Mbo krijgt een score die iets lager is dan het eigenlijke aantal jaren dat nodig is om de opleiding te voltooien, aangezien dit type opleiding minder voordeel oplevert dan andere opleidingen met hetzelfde aantal jaren.


9

Tabel 1. Ouderlijke materiële hulpbronnen: factorladingen van de items en betrouwbaarheid Surveyjaar: 1992 1998 2000 Bron: Resp. Ouder Sibling Resp. Resp. Ouder Sibling Huurhuis of eigen huis Aant. kamers per pers. in huis Eigen slaapkamer Verwarmde slaapkamers Garage Telefoon Auto Koelkast Fototoestel Videocamera Televisie Afwasmachine Diaprojector Openhaard Centrale verwarming Diepvrieskist Videorecorder Cronbach’s alpha

,589 ,590 ,760 ,500 ,707 ,693 ,611 ,581

,542 ,490 ,760 ,513 ,642 ,677 ,573 ,613

,462 ,489 ,812 ,547 ,668 ,678 ,578 ,517

,593

,575

,596

,512 ,445 ,751

,540 ,489 ,786

,531 ,547 ,798

,850

,840

,835

,493 ,477 ,700

,570

,627

,622

,673

,667

,537

,733

,527

,526

,639

,485

,502

,483

,660

,517

,550 ,494

,667 ,626 ,560

,590 ,577 ,613

,652 ,491 ,507

,671

,684

,695

,663

als nadeel dat we informatie verliezen over (de waarschijnlijk kleine) verschillen in materiële hulpbronnen tussen de enquête-jaren. De percentielscores voor de items van ouders en siblings zijn gelijk gesteld aan die van de respondenten. De betrouwbaarheid van de schaal is geoptimaliseerd door item-selectie. Tabel 1 laat de factorladingen van de geselecteerde items zien; de schaal van materiële hulpbronnen is het gemiddelde van deze items. Respondenten die voor meer dan de helft van de items een ontbrekende waarde hadden, kregen een missing value. Cronbach’s alpha ligt tussen 0,663 en 0,850 in de verschillende enquêtes. Op zich zouden deze alpha’s ook gebruikt kunnen worden om te corrigeren voor meetfout. Een probleem hierbij is echter dat deze alpha’s de betrouwbaarheid overschatten, doordat de items onder elkaar stonden, waardoor het antwoord op het ene item direct beïnvloed werd door het antwoord op het andere item. Tabel 2 laat vervolgens de constructie zien van de schaal voor ouderlijke culturele hulpbronnen. De items hebben betrekking op leesgedrag en op passieve cultuurparticipatie. De items zijn op dezelfde manier gestandaardiseerd als de materiële items. De schaal voor culturele hulpbronnen is het gemiddelde van de geselecteerde items, waarbij respondenten met een ontbrekende score op meer

10


Tabel 2. Ouderlijke culturele hulpbronnen: factorladingen van de items en betrouwbaarheid Enquêtejaar: 1992 1998 2000 Bron: Resp. Ouder Sibling Resp. Resp. Ouder Sibling Bezoeken architectuur ,696 ,721 734 ,753 Bezoeken kunstmuseum ,773 ,737 ,763 ,744 ,724 ,789 ,776 Bezoeken historisch museum ,699 ,649 ,700 ,633 ,687 ,562 ,645 Bezoeken opera of ballet ,588 ,555 ,499 Bezoeken klassiek concert ,706 ,661 ,665 Bezoeken muziek/opera/ballet ,716 ,726 ,687 ,694 Bezoeken klassiek theater ,678 ,661 ,724 ,649 Lezen literaire poëzie ,671 ,662 ,561 Nederlandse (vader) ,652 ,597 .550 ,739 ,796 ,774 ,643 literatuur lezen (moeder) ,581 ,585 .651 Lezen vertaalde buitenl. literatuur ,776 ,740 ,769 Lezen literatuur in (vader) ,666 ,582 .527 ,680 ,693 ,637 ,679 ,608 ,516 .517 een vreemde taal (moeder) Cronbach’s alpha

,855

,844

,830

,845

,823

,797

,831

dan de helft van de items als missing value worden gecodeerd. Cronbach’s alpha varieert tussen 0,797 tot 0,855. In de te schatten regressiemodellen controleren we voor sekse en geboortejaar. Sekseverschillen zijn sterk afgenomen, maar we verwachten dat in deze leeftijdsgroepen vrouwen gemiddeld een lager opleidingsniveau bereikt hebben dan mannen. We nemen ook het geboortejaar op in de modellen aangezien de jongere cohorten een hoger opleidingsniveau bereikt hebben en ook hoger zullen scoren op de onafhankelijke variabelen.

Beschrijvende informatie Tabel 3 geeft beschrijvende informatie van de variabelen die we in de analyses gebruiken. De tabel laat het gemiddelde en de standaardafwijkingen zien van de informatie die de drie informanten hebben gegeven en laat ook de overeenstemming in de antwoorden van drie soorten paren zien: respondent-ouder paren (n=897), respondent-sibling paren (n=611), en ouder-sibling paren (n=288). De 3086 respondenten in de analyse rapporteerden een gemiddeld opleidingsniveau voor hun vader van 9,31 jaar (inclusief zes jaar lagere school). In de subsample waarin ouderlijke informatie over vaders opleiding aanwezig is, is vaders opleiding hoger (het gemiddelde is 10,13 jaren) dan in de hele groep respondenten. Waarschijnlijk is de respons onder hoger opgeleiden hoger, wat ook het gevolg zou kunnen zijn van selectieve mortaliteit. Ouders rapporteren gemiddeld een 0,28 jaar lagere


11

Tabel 3. Beschrijvende informatie over alle variabelen in de analyse N m s.d. Vaders opleidingsniveau (in jaren: range 6–20) Alle respondenten 3086 9,31 3,38 Respondent-ouder paren: respondent 897 10,13 3,42 ouder 897 9,85 3,56 Respondent-sibling paren: respondent 611 9,38 3,40 sibling 611 9,34 3,36 Ouder-sibling paren: ouder 288 9,57 3,66 sibling 288 9,90 3,56 Vaders beroepsstatus (ISEI: range 10-90) Alle respondenten 3086 44,94 16,34 Respondent-ouder paren: respondent 409 47,13 17,15 ouder 409 47,59 17,93 Respondent-sibling paren: respondent 576 45,82 17,01 sibling 576 46,71 17,28 Ouder-sibling paren: ouder 239 46,86 17,27 sibling 239 47,57 17,24 Ouderlijke materiële hulpbronnen (range 20,53–83,35) Alle respondenten 3086 50,18 13,18 Respondent-ouder paren: respondent 539 54,82 12,35 ouder 539 54,26 14,20 Respondent-sibling paren: respondent 627 50,93 13,21 sibling 627 50,49 13,08 Ouder-sibling paren: ouder 309 54,62 13,99 sibling 309 54,40 12,48 Ouderlijke culturele hulpbronnen (range 31,74–98,10) Alle respondenten 3086 50,10 14,57 Respondent-ouder paren: respondent 498 54,74 16,18 ouder 498 54,41 15,87 Respondent-sibling paren: respondent 621 51,59 15,20 sibling 621 48,64 13,45 Ouder-sibling paren: ouder 292 54,63 15,69 sibling 292 50,82 14,61 Respondents opleidingsniveau (in jaren: range 6-20) 3086 11,61 3,26 Vrouw (man=0, vrouw=1) 3086 ,50 Geboortejaar (range 1938-1975; 1938=0, 1975=37) 3086 19,52 8,40

r

α ,931

,807 ,803 ,842 ,930 ,786 ,799 ,859 ,881 ,793 ,687 ,656 ,872 ,687 ,679 ,718

Noot: vet gedrukte getallen wijzen naar significante verschillen tussen de gemiddelden (p<0,05, tweezijdige toets); α = Cronbach’s alpha betrouwbaarheidscoëfficiënt gebaseerd op de drie correlaties.

12


opleiding dan hun zonen en dochters; dit verschil is significant (p<0,05). De correlatie tussen de antwoorden van de respondenten en hun ouders is 0,807. In de respondent-sibling paren zijn de gemiddelden ongeveer gelijk en de correlatie is 0,803. Maar in de ouder-sibling paren is het gemiddelde volgens de ouders opnieuw significant lager (0,33 jaar). Verder is de correlatie in de ouder-sibling paren hoger vergeleken met de respondent-ouder en respondent-sibling paren, namelijk 0,842. De betrouwbaarheidscoëfficiënt Cronbach’s alpha is vrij hoog, namelijk 0,931. De resultaten met betrekking tot vaders beroepsstatus zijn vergelijkbaar. Als er informatie is van een ouder, is het gemiddelde op vaders beroepsstatus iets hoger dan het gemiddelde voor alle respondenten. Nu is het grootste (en enige significante) verschil te vinden in het respondent-sibling paar. De correlatiecoëfficiënten binnen de drie paren informanten zijn 0,786, 0,799 en 0,859 en de algehele betrouwbaarheid is 0,930. Met betrekking tot ouderlijke materiële hulpbronnen blijkt opnieuw dat het gemiddelde iets hoger ligt in de subsample waarvoor we een oudervragenlijst hebben. De gemiddelden van de antwoorden van de drie informanten verschillen niet significant van elkaar. De correlaties tussen de antwoorden zijn echter lager dan voor vaders opleiding en beroep (tussen 0,656 en 0,793), evenals Cronbach’s alpha (0,881). Wat betreft de ouderlijke culturele hulpbronnen, blijkt wederom dat het gemiddelde hoger ligt wanneer we ook een oudervragenlijst hebben. Het gemiddelde van de antwoorden van de siblings is significant (p<0,05) lager dan het gemiddelde van de antwoorden van de respondenten en de ouders. Opnieuw zijn de correlaties (tussen 0,679 en 0,718) en Cronbach’s alpha (0,872) lager dan voor vaders opleiding en beroep het geval was. Blijkbaar kunnen structurele sociale herkomst kenmerken betrouwbaarder worden gemeten dan hun hulpbronnen.

Modellen Vier lineair-structurele modellen We gebruiken de LISREL software (Versie 8.54) om vier linear structural models te schatten en we presenteren de model parameters in de LISREL notatie (Jöreskog en Sörbom, 1996). In Model 1 (zie Figuur 1) gebruiken we alleen informatie van de primaire respondenten. Dit noemen we het conventionele design, waarin deze informatie verondersteld wordt geen meetfout te bevatten. Model 2 wordt weergegeven in Figuur 2 en geeft het model weer waarin vaders opleidingsniveau en beroepsstatus en ouderlijke culturele en materiële hulpbronnen worden gemeten door drie indicatoren, gebaseerd op de drie informanten: de primaire respondent, één random geselecteerde ouder en één random geselecteerde broer of zus. Deze vier variabelen worden behandeld als latente variabelen (η1, η2, η3 en η4), die elk drie indicatoren hebben, respectievelijk Y1 en met Y12. Het opleidingsniveau van de respondenten heeft net als de controlevariabelen


13

Figuur 1. Model zonder meetfout

Figuur 2. Model met random meetfout

14


geboortejaar en sekse, slechts één indicator. Aangezien ook meetonbetrouwbaarheid in het opleidingsniveau van de respondent de effecten van sociale herkomst kan beïnvloeden, houden we ook hier rekening met meetfouten. In de enquête van 2000 hebben we meerdere metingen van deze variabele. In de 2000 enquête is de ouders gevraagd naar het opleidingsniveau van hun kinderen. Op basis van de correlaties tussen het antwoord van de ouders en dat van de respondenten, bepalen we de betrouwbaarheid op 0,85. Dit komt overeen met Hope, Schwartz, en Graham (1986), Hauser, Tsai, en Sewell (1983), en Bielby, Hauser, en Featherman (1977a, 1977b, 1977c). Een betrouwbaarheid van 0,85 houdt in dat 15 procent van de variantie in opleidingsniveau errorvariantie is (1-r). Vervolgens hebben we de ongestandaardiseerde errorvariantie in het opleidingsniveau (Hayduk, 1987) opgenomen in het meetmodel. We voeren ook een sensitiviteitsanalyse uit door de modellen ook te schatten met aangenomen errorvarianties van 10 en 20 procent. Eerder onderzoek heeft laten zien dat sekse en geboortejaar vrijwel geen meetfouten bevatten (Schreiber, 1975/1976; Porst en Zeifang, 1987; Poulain, Riandey en Firdion, 1992). In Model 3 wordt ook gecorreleerde meetfout gemodelleerd (Figuur 3). We gaan na of het antwoord van de respondent over vaders opleidingsniveau direct wordt beïnvloed door het eigen opleidingsniveau. Verder onderzoeken we of respondenten en siblings de vier ouderlijke kenmerken onderling consistenter maken dan ze in werkelijkheid zijn, wat wordt nagegaan door de errorcovarianties te schatten.

Figuur 3. Model met gecorreleerde meetfout


15

Figuur 4. Model met ‘geleende’ meetfout

In Model 4, waarin alleen informatie wordt gebruikt die door de primaire respondenten is gegeven, worden de meetfouten zoals gevonden in Modellen 2 en 3 opgenomen (Figuur 4). Op deze manier laten we zien hoe onze informatie gebruikt kan worden om in toekomstig onderzoek te corrigeren voor meetfouten als alleen informatie van de respondent aanwezig is. Hoe goed het model bij de data past, wordt bekeken met drie fit maten, namelijk de Chi-kwadraat, de BIC, en de RMSEA. De Chi-kwadraat toets laat zien of het model past bij de geobserveerde covariantie-matrix. Als de Chi-kwadraat niet significant is (p>0,05), wordt het model verondersteld bij de data te passen. Als de steekproef echter groot is, is de Chi-kwadraat vaak significant, terwijl het model niet slecht bij de data past. De BIC en de RMSEA statistieken zijn alternatieve maten die rekening houden met de steekproefgrootte. Als de waarde van de BIC (Raftery, 1993; 1995) kleiner is dan nul, dan is het geschatte model beter dan het verzadigde model. Bij een grote steekproef leidt het schatten van meer effecten (en dus een verlies van vrijheidsgraden) minder snel tot een verbetering in de BIC waarde dan tot een verbetering van de Chi-kwadraat. De RMSEA (Root Mean Square Error of Approximation) is de gemiddelde fout per vrijheidsgraad. Als de waarde onder de 0,05 ligt, wordt het model meestal als een goed passend model beschouwd (Browne and Cudeck, 1993).

16


De aanpak van ontbrekende waarden We lieten al zien dat we in een deel van de data ontbrekende waarden hebben voor de ouder- en sibling-indicatoren. Om deze reden gebruiken we de multiple-group optie in de LISREL software. Respondenten worden over vijf groepen verdeeld op basis van het patroon van ontbrekende waarden. Deze worden weergeven in Tabel 4. Groep A (N=203) bevat de respondenten voor er volledige informatie is over vaders opleiding en beroep en over de ouderlijke culturele en materiële hulpbronnen van alle drie de informanten. Respondenten voor wie minstens één informant ontbreekt zitten in de andere vier groepen. Sibling informatie ontbreekt in Groep B (N=144), en ouder informatie ontbreekt in groep C (N=337). Respondenten voor wie er geen sibling informatie is en uitsluitend ouder informatie over vaders opleiding (vooral respondenten uit de 1998 vragenlijsten) zitten in Groep D (N=484). Groep E (N=1918) met respondenten voor wie er geen informatie is van andere informanten dan zijzelf, is de grootste categorie3. Dankzij de multiple-group analyse is het mogelijk om een simultaan model te schatten voor de vijf groepen, aangezien latente variabelen verschillende aantallen indicatoren kunnen hebben voor aparte groepen van respondenten. Als er geen ouder of sibling rapportage is van een bepaalde variabele, zijn de gemiddelden en de covarianties van die indicator met alle andere variabelen op nul gefixeerd, terwijl de variantie op één is gefixeerd. Verder is het effect van de latente variabele op de indicatoren op nul gefixeerd (Jöreskog en Sörbom, 1996). Daarnaast zijn de regressie effecten in de vijf groepen aan elkaar gelijk gesteld4. Wanneer de ontbrekende waarden missing at random (MAR) zijn in plaats van missing completely at random (MCAR), moeten de gemiddelden van de indicatoren in de verschillende groepen aan elkaar gelijk worden gesteld. Mogelijke verschillen (in gemiddelden) tussen de groepen leveren geen problemen op, aangezien deze methode betrouwbare resultaten geeft als de data hetzij MAR hetzij MCAR zijn (Allison, 1987). Desalniettemin verslechteren deze verschillen de fit maten. Aangezien de fit maten tegelijkertijd toetsen of het model bij de data past én of ontbrekende waarden MAR zijn in plaats van MCAR, geven we ook de fit voor het model waarin de gemiddelden niet aan elkaar gelijk gesteld zijn. Het is belangrijk om op te merken dat ook in Groep E, waarin de respondenten zijn opgenomen voor wie er geen informatie is die afkomstig is van een ouder of een sibling, de geschatte effecten worden gecorrigeerd voor meetfouten. Dit is het geval omdat de meetfouten gelijk worden gesteld aan de meetfouten in de andere vier groepen, waarin er wel ouder en/of sibling rapportages zijn.

3 De covariantie en gemiddelden matrices voor de groepen staan in de appendix. 4 Het aantal vrijheidsgraden zoals door LISREL berekend moet worden aangepast. Het echte aantal vrijheidsgraden is 307 lager dan berekend, aangezien 307 het aantal waarden is dat op nul of één wordt gezet in de covariantie en gemiddelden matrices van de vijf groepen (Jöreskog en Sörbom, 1996).


17

Tabel 4. Structuur van ontbrekende waarden: steekproefgrootte van vijf subgroepen Groep Informatie van Informatie van Informatie van Informatie van N respondent over: ouders over: ouders over: siblings over:

A B C D E Totaal

Vaders opleiding, Vaders beroep en Hulpbronnen bekend bekend bekend bekend bekend

Vaders opleiding Vaders beroep en Hulpbronnen bekend bekend ontbreekt bekend ontbreekt

bekend bekend ontbreekt ontbreekt ontbreekt

Vaders opleiding, Vaders beroep en Hulpbronnen bekend ontbreekt bekend ontbreekt ontbreekt

Model 1: Het conventionele model zonder correctie voor meetfouten Model 1 in Tabel 5 is het basismodel van onze analyse. Dit model maakt alleen gebruik van primaire respondenten als informant voor vaders opleidingsniveau en beroepsstatus en voor ouderlijke materiële en culturele hulpbronnen. Dit conventionele model wordt meestal geschat met OLS regressie analyse. Het enige verschil is dat de LISREL benadering goodness of fit maten geeft. Model 1 heeft drie vrijheidsgraden en de Chi-kwadraat toets is niet significant. Bovendien is de BIC waarde onder nul en de RMSEA onder 0,05. Uit alle drie de fit-maten blijkt dus dat het model goed past. De resultaten komen overeen met eerder onderzoek. Er is sprake van reproductie via materiële hulpbronnen, aangezien vaders opleiding en vaders beroep positieve effecten hebben op materiële hulpbronnen en materiële hupbronnen een positief effect hebben op het opleidingsniveau van zoon of dochter. De culturele reproductie is echter duidelijk sterker. Zowel de effecten van vaders opleiding en vaders beroep op de culturele hulpbronnen als de effecten van culturele hulpbronnen op zoons/dochters opleidingsniveau zijn sterker dan de overeenkomstige effecten voor materiële reproductie. De effecten van vaders opleiding en beroep worden niet geheel verklaard door materiële en culturele reproductie en hebben een significant netto effect op zoons/dochters opleidingsniveau. Een onverwachte bevinding is dat vrouwelijke respondenten een lager niveau van materiële hulpbronnen rapporteren dan mannelijke respondenten. Dit is theoretisch niet onderbouwd, omdat mannen en vrouwen gemiddeld uit dezelfde gezinnen komen. We laten dit effect echter toch vrij om te kunnen onderzoeken of dit effect door meetfouten wordt veroorzaakt. Model 2: Het model met correctie voor random meetfouten Model 2 in Tabel 5 heeft betrekking op het multi-informantenmeetmodel voor vaders opleidingsniveau en beroepsstatus en voor ouderlijke materiële en culturele hulpbronnen. De informatie over de modelfit is enigszins ambivalent. De Chi-

18


203 144 337 484 1918 3086


19

,202 ,021 ,017 ,004 ,015 ,005 ,044 ,004 -,552 ,104 ,017 ,007 ,215 3,811 3 ,009 -26 3086 ,209 ,086 ,060 ,196 -,085 ,044

,079 ,433 ,016 ,219 ,025 ,032

1,867 ,195 ,056 ,356

b

,174 ,036 ,026

,144 ,031 ,366 ,023

s.e. ,836 ,103 -,065 ,773 ,471 ,219 ,047 ,026

,185 ,040 ,643 ,024

.606 2.613 .176 .165 .137 .037 .009 .013 .027 .591

.214 .719 .153 .125 .129 .032 -.003 -.059 .372 .553 .788 .023 .478

.569 .211 .017

.249 .070 .000 .560

,202 ,069 .201 .244 .053 .262 ,004 ,010 .017 .004 .009 .003 ,022 ,008 .087 .020 .008 .072 ,072 ,011 .296 .064 .010 .263 -,567 ,105 -.094 -.571 .104 -.095 ,006 ,009 .018 .008 .009 .022 ,285 .288 807,432 443,296 3,811 294 263 3 ,025 ,016 ,009 -1555 -2182 -26 3086 3086

,617 2,488 ,168 ,143 ,006 ,012 ,555

,241 ,122 -,049 ,544

beta

,240 ,051 ,240 ,002 ,009 ,009 ,015 ,007 ,060 ,067 ,010 ,275 -,552 ,104 -,092 ,011 ,009 ,030 ,286 850,303 479,774 308 271 ,025 ,017 -1624 -2225 3086

2,533 ,148 ,009 ,575

,202 ,947 ,110 ,102 -,050 -1,165 ,503 ,764 ,483

beta

,070 ,014 ,372 ,023

s.e.

,789 ,089 -1,312 ,789 ,379

b

Model 3 Model 4 gecorreleerde ‘geleende’ meetfout meetfout b s.e. beta b s.e. beta

Noot: vetgedrukte getallen zijn significant (p<0.05, eenzijdige toets). Cursieve fit maten horen bij een model waarin de gemiddeldes van de indicatoren in de verschillende subgroepen kunnen verschillen.

Effecten op materiële hulpbronnen Vaders opleidingsniveau (6-20) Vaders beroepsstatus (10-90) Vrouw Geboortejaar (1937=0, 1975=38) R2 Effecten op culturele hulpbronnen Vaders opleidingsniveau (6-20) Vaders beroepsstatus (10-90) Geboortejaar (1937=0, 1975=38) R2 Effecten op opleidingsniveau Vaders opleidingsniveau (6-20) Vaders beroepsstatus (10-90) Materiële hulpbronnen (20,53-83,35) Culturele hulpbronnen (31,74-98,10) Vrouw Geboortejaar (1937=0,1975=38) R2 χ2 df RMSEA BIC N

Tabel 5. Effecten van sociale achtergrond, sekse en cohort op opleidingsniveau Model 1 Model 2 geen meetfout random meetfout

kwadraat is significant, zowel wanneer de gemiddelden in de subgroepen vrij gelaten worden als wanneer deze aan elkaar gelijk worden gesteld. Dit zou het gevolg kunnen zijn van de grote steekproefomvang. Volgens de BIC waarde en de RMSEA is de fit van het model immers wel goed. Een vergelijking van de schattingen van het conventionele Model 1 met die van Model 2 laat interessante verschillen zien. In Model 2 is het directe (gestandaardiseerde) effect van vaders opleidingsniveau op zoons/dochters opleidingsniveau 15 procent groter dan in Model 1, maar het verschil is niet significant5. Het indirecte effect van vaders opleidingsniveau via culturele hulpbronnen is echter twee keer zo groot als in Model 1, namelijk 0,170 (0,617×0,275) versus 0,085 (0,433×0,196). Dit verschil is het gevolg van het feit dat zowel het effect van vaders opleidingsniveau op culturele hulpbronnen als het effect van culturele hulpbronnen op zoons/ dochters opleidingsniveau significant (p<0,05) sterker is na correctie voor random meetfouten. De overdracht via materiële hulpbronnen is nauwelijks sterker dan in het conventionele model, namelijk 0,014 (0,241×0,060) versus 0,012 (0,202×0,060). Het directe effect van vaders beroepsstatus is 90 procent kleiner en is niet significant in Model 2. De indirecte effecten van vaders beroepsstatus via materiële hulpbronnen (0,110×0,060=0,007) in Model 1 versus .122 × .060 = .007 in Model 2) en culturele hulpbronnen (.219 × .196 = .043 in Model 1 versus .168 × .275 = .046 in Model 2) zijn nauwelijks sterker dan in Model 1 het geval was. De bivariate relatie tussen vaders beroepsstatus en zoons/dochters opleidingsniveau neemt overigens wel sterk toe, van .325 naar .487 (niet getoond in de tabel). De afname van het effect van vaders beroepsstatus is dus het gevolg van de betere controle voor vaders opleidingsniveau. Als de errorvarianties ten behoeve van de sensitiviteits-analyse in zoons/dochters opleidingsniveau op vijf procent punten hoger of vijf procentpunten lager worden gezet, leidt dat niet tot andere conclusies. Zelfs als de errorvariantie op nul wordt gezet leidt dat niet tot wezenlijk andere conclusies: de verschillen tussen model 1 en model 2 zijn dus niet het gevolg van de meetfoutcorrectie in de afhankelijke variabele, maar van de meetfoutcorrectie in de gezinsachtergrond variabelen. We besluiten, dat als rekening wordt gehouden met random meetfouten in het model, de rol van de culturele dimensie (vaders opleidingsniveau en ouderlijke culturele hulpbronnen) voor het bereiken van een bepaald opleidingsniveau nog belangrijker is dan al bleek uit het conventionele model, terwijl de rol van economische aspecten hetzelfde blijft (materiële hulpbronnen) of verdwijnt (vaders beroepsstatus).

5 We hebben de significantie berekend met de formule: T = (b1 – b2)/√(se22 - se12(varε22/varε12)), waarbij b1 en b2 de ongestandaardiseerde regressie oefficienten zijn, se1 en se2 de standaard fouten van de regressie coefficienten, en varε12 en varε22 de onverklaarde varianties in de afhankelijke variabelen (Clogg, Petkova,en Haritou, 1995).

20


Model 3: Het model met correctie voor gecorreleerde meetfouten In deze paragraaf gaan we in op gecorreleerde meetfouten. Alvorens Model 3 uit Tabel 5 te bespreken, presenteren we eerst een regressie-analyse waarin de antwoorden die primaire respondenten gaven over de vier kenmerken het ouderlijk gezin worden voorspeld door (i) de informatie die de ouders hebben verstrekt over deze kenmerken, (ii) de informatie die de respondenten gaven over andere ouderlijke kenmerken, en (iii) in het geval van vaders opleiding: het opleidingsniveau van de respondenten zelf. Dit is een inzichtelijke manier om antwoord te geven op de vraag of er gecorreleerde meetfouten zijn. Immers, als die er niet zijn, dan is de informatie die respondenten geven over één bepaald kenmerk van hun ouders niet afhankelijk van andere ouderlijke kenmerken en ook niet van de opleiding van de respondenten. Tabel 6 geeft duidelijke ondersteuning voor de aanwezigheid van gecorreleerde meetfouten. De informatie die respondenten geven over één ouderlijke eigenschap lijkt het antwoord over een andere ouderlijke eigenschap te beïnvloeden. Zeven van de twaalf relevante effecten zijn significant en de vijf niet-significante effecten zijn in de verwachte (positieve) richting. Vooral de informatie over vaders opleidingsniveau en over de ouderlijke culturele hulpbronnen lijken vertekend te zijn. Hoewel we niet zeker zijn van de richting van deze effecten (dus of de respondenten vaders opleidingsniveau inschatten op basis van de ouderlijke materiële hulpbronnen of omgekeerd), geven deze effecten wel aan dat respondenten eigenschappen van hun ouders mede bepalen aan de hand van andere ouderlijke eigenschappen. Op deze manier maken ze ouderlijke eigenschappen consistenter dan ze in werkelijkheid zijn. Het antwoord van de respondent over vaders opleidingsniveau is echter niet gekleurd door het opleidingsniveau van de respondent. Model 3 in Tabel 5 corrigeert de effecten van sociale herkomst op het opleidingsniveau voor gecorreleerde meetfouten. In dit model laten we de meetfout in de opleiding van de respondent correleren met de meetfout in het antwoord van de respondent over vaders opleiding. Bovendien laten we meetfout in de indicatoren die van dezelfde informant afkomstig zijn (bijvoorbeeld de errorvariantie van sibling informatie over vaders beroep en de errorvariantie van sibling informatie over ouderlijke materiële hulpbronnen) met elkaar correleren. In de Modellen 1 en 2 zagen we de merkwaardige bevinding dat de ouders van vrouwen minder ouderlijke materiële hulpbronnen hadden dan de ouders van mannen. Omdat dit verschil theoretisch niet plausibel is, zullen we toetsen of het antwoord van de respondent over materiële hulpbronnen vertekend is door de sekse van de respondent. We kunnen de meetfout in de materiële hulpbronnen volgens de respondent niet laten correleren met de meetfout in sekse, aangezien de meetfout in sekse op nul gezet is. In plaats daarvan nemen we in het model het effect op van sekse op de informatie die de respondent geeft over de ouderlijke materiële hulpbronnen.


21

22


Ouder Vaders opleidingsniveau (6-20) ,584 ,026 ,609 Ouder Vaders beroepsstatus (10-90) ,614 Ouder Ouderlijke materiële hulpbronnen (20,53–83,35) Ouder Ouderlijke culturele hulpbronnen (31,74–98,10) Respondent Vaders opleidingsniveau (6-20) ,775 Respondent Vaders beroepsstatus (10-90) ,025 ,005 ,124 Respondent Ouderlijke materiële hulpbronnen (20,53–83,35) ,021 ,006 ,075 ,043 Respondent Ouderlijke culturele hulpbronnen (31,74–98,10) ,035 ,005 ,156 ,064 Opleidingsniveau van respondent (6-20) ,009 ,022 ,008 R2 ,688 ,640 N ,897 409 Noot: vet gedrukte getallen geven aan dat het effect significant (p<0,05, eenzijdige toets) ,642

,157 ,031 ,059

,038

,217 ,047 ,041

,026

,027 ,637 539

,128 ,023

,025 ,171 ,035

,648

,562 498

,483 ,049 1,099 ,049 ,125 ,101 ,035

,745

,037 ,191 ,042 ,036

.473 .243 .096 .110

Tabel 6.Vertekening van gerapporteerde vaders opleiding en vaders beroepsstatus naar andere achtergrond kenmerken en de eigen opleiding van de respondent Vaders opleiding Vaders beroepsstatus Ouderlijke materiële Ouderlijke culturele volgens respondent volgens respondent hulpbronnen volgens hulpbronnen volgens respondent respondent Bron Variabele b s.e. beta b s.e. beta b s.e. beta b s.e. beta

Opnieuw geven de fit maten enigszins ambivalente informatie. De Chi-kwadraat is weer significant, maar de BIC waarde is negatief en de RMSEA is kleiner dan 0,05. Volgens de Chi-kwadraat toets is de fit van Model 3 beter dan die van Model 2, terwijl op basis van de BIC Model 2 de voorkeur verdient. In Tabel 7 staan de covarianties van de meetfouten in de antwoorden (van respondenten en siblings) op vragen over vaders opleidingsniveau, vaders beroepsstatus, ouderlijke materiële hulpbronnen, en ouderlijke culturele hulpbronnen. De gegeven informatie over vaders opleidingsniveau blijkt gecorreleerd te zijn met het antwoord over ouderlijke materiële hulpbronnen, zowel voor respondenten als voor siblings. Bovendien zijn de antwoorden van siblings over vaders opleidingsniveau en culturele hulpbronnen met elkaar gecorreleerd, evenals de antwoorden van siblings over vaders beroepsstatus en materiële hulpbronnen. De relatie tussen de antwoorden van de respondent over materiële hulpbronnen en over culturele hulpbronnen is op de rand van statistische significantie (p<0,06). De eventuele vertekening in de richting van eigenschappen van respondenten staat in Tabel 8. De informatie die respondenten geven over het opleidingsniveau van hun vader blijkt niet vertekend te zijn in de richting van het opleidingsniveau van de respondent. Het antwoord van de respondent over ouderlijke materiële hulpbronnen is inderdaad vertekend door sekse: vrouwen onderschatten materiële hulpbronnen, mannen overschatten deze, of beide. Model 3 in Tabel 5 laat zien dat het rekening houden met gecorreleerde meetfouten nauwelijks tot andere conclusies leidt. De meeste effecten in Model 3 zijn hetzelfde als in Model 2 waarin alleen correcties voor random fouten waren opgenomen. Twee uitzonderingen zijn vermeldenswaardig. De eerste uitzondering is dat het corrigeren voor meetfouten in de ouderlijke materiële hulpbronnen door sekse het effect van sekse op ouderlijke materiële hulpbronnen doet verdwijnen. Dit komt uiteraard omdat het verschil tussen mannen en vrouwen in ouderlijke materiële hulpbronnen in Modellen 1 en 2 veroorzaakt is door de overschatting van ouderlijke materiële hulpbronnen door mannen (of de onderschatting door vrouwen). De tweede uitzondering is dat het effect van materiële hulpbronnen op het opleidingsniveau 45 procent sterker is na het corrigeren voor deze meetfout. De absolute verandering in het gestandaardiseerde effect (0,027) is echter klein en niet significant. Opnieuw veranderen deze conclusies niet wanneer we de sensitiveitsanalyse uitvoeren waarin we aannemen dat de errorvariantie in het opleidingsniveau van de respondent niet vijftien procent is, maar vijf procentpunten hoger of lager.

Model 4: Het model met ‘geleende’ meetfouten We hebben aangetoond dat meetfouten in vaders opleidingsniveau en beroepsstatus en in ouderlijke culturele en materiële hulpbronnen de schattingen in het opleidingsproces vertekenen. Daarom stellen we voor om in toekomstig onderzoek de schattingen te corrigeren voor meetfouten. Voor de vier sociale herkomst kenmerken laat Tabel 9 de effecten van de latente eigenschappen op hun indicatoren


23

Tabel 7. Correlaties tussen meetfouten in antwoorden op verschillende gezinsachtergrondkenmerken covariantie s.e. correlatie Informatie respondent Vaders opleidingsniveau en vaders beroepsstatus -,590 ,616 -,011 Vaders opleidingsniveau en ouderlijke materiële hulpbronnen 1,224 ,476 ,027 Vaders opleidingsniveau en ouderlijke culturele hulpbronnen ,772 ,638 ,016 Vaders beroepsstatus en ouderlijke materiële hulpbronnen 2,980 2,604 ,014 Vaders beroepsstatus en ouderlijke culturele hulpbronnen 1,271 3,322 ,005 Ouderlijke culturele hulpbronnen en ouderlijke materiële hulpbronnen 4,416 2,801 ,023 Informatie sibling Vaders opleidingsniveau en vaders beroepsstatus ,674 ,755 ,012 Vaders opleidingsniveau en ouderlijke materiële hulpbronnen 1,797 ,704 ,042 Vaders opleidingsniveau en ouderlijke culturele hulpbronnen 1,423 ,783 ,032 Vaders beroepsstatus en ouderlijke materiële hulpbronnen 11,101 3,549 ,051 Vaders beroepsstatus en ouderlijke culturele hulpbronnen 5,137 3,848 ,023 Ouderlijke culturele hulpbronnen en ouderlijke materiële hulpbronnen 2,636 3,684 ,015 Noot: vetgedrukte getallen geven aan dat een effect significant is (p<0,05,eenzijdige toets).

Tabel 8. Correlaties tussen meetfouten in antwoorden van respondenten over hun ouders en over zichzelf covariantie s.e. correlatie Vaders opleiding en opleiding respondent ,159 ,168 ,014 Ouderlijke materiële hulpbronnen en sekse -1,253 ,604 -,048 Noot: vetgedrukte getallen geven aan dat een effect significant is (p<0,05, eenzijdige toets).

zien. Het kwadraat van de gestandaardiseerde effecten is de betrouwbaarheid. De cijfers laten zien dat informatie over culturele hulpbronnen minder betrouwbaar is dan antwoorden over de andere variabelen. In Tabel 10 staan de errorvarianties in de informatie die de drie informanten gaven als een proportie van de totale variantie. De error-proporties voor de informatie verkregen van de primaire respondenten liggen tussen de 20 en 30 procent. Verder hebben we, op basis van de Familie-enquête Nederlandse Bevolking 2000, gevonden dat voor primaire respondenten de errorvariantie in de eigen opleiding ongeveer 15 procent is. We gebruiken deze schattingen van de errorvarianties plus de belangrijkste errorcorrelaties (vaders opleidingsniveau met ouderlijke materiële hulpbronnen, ouderlijke culturele hulpbronnen met ouderlijke materiële hulpbronnen, en sekse op ouderlijke materiële hulpbronnen) om de schattingen van het conventionele Model 1 te corrigeren. Het resultaat van deze correctie staat in Model 4 in Tabel 5. Het succes van deze correctie kan beoordeeld worden door te kijken naar de grote overeenkomsten in de effecten tussen Model 4 en Model 3. Net als Model 3 laat Model 4 laten zien (a) dat vaders opleidingsniveau een sterker effect op ouderlijke

24


Tabel 9. De effecten van latente gezinskenmerken op hun indicatoren Indicator respondent Indicator ouder

Indicator sibling gestandaardiseerd

Tabel 10. De proportie errorvariantie in de indicatoren Indicator Indicator respondent ouder Vaders opleidingsniveau ,213 ,183 Vaders beroepsstatus ,242 ,173 Ouderlijke materiële hulpbronnen ,205 ,134 Ouderlijke culturele hulpbronnen ,287 ,423

standaardfout

slope (λ)

gestandaardiseerd

standaardfout

slope (λ)

gestandaardiseerd

standaardfout

slope (λ)

Vader opleidingsniveau 1,000 ,887 1,062 ,029 ,904 ,999 Vaders beroepsstatus 1,000 ,871 1,101 ,040 ,909 1,084 Ouderlijke materiële hulpbronnen 1,000 ,890 1,132 ,043 ,931 ,872 Ouderlijke culturele hulpbronnen 1,000 ,844 ,896 ,056 ,759 ,858 Noot: de effecten van de latente variabelen op de respondent-indicatoron zijn op één gezet.

,031 ,035 ,038 ,044

,902 ,915 ,788 ,787

Indicator sibling ,164 ,163 ,379 ,380

culturele hulpbronnen heeft dan uit een model zonder correctie blijkt, (b) dat ouderlijke culturele hulpbronnen een sterker effect op het opleidingsniveau van de respondent hebben dan in een model zonder correctie, (c) dat er geen direct effect is van vaders beroepsstatus op het opleidingsniveau van de respondent, en (d) dat het effect van sekse op materiële hulpbronnen veroorzaakt wordt door meetfout. Daarom worden op basis van Model 4 met de ‘geleende’ errorvarianties dezelfde conclusies getrokken als op basis van een model waarin expliciet met meerdere indicatoren voor meetfouten wordt gecorrigeerd.

Conclusie en discussie In dit artikel hebben we de invloed van sociale herkomst op het opleidingsniveau ontdaan van vertekeningen die worden veroorzaakt door random en gecorreleerde meetfouten. We hebben daartoe informatie gebruikt over gezinsachtergrond die afkomstig is van van drie informanten: de primaire respondent, een van zijn of haar ouders en een van zijn of haar broers en zussen. Het ondervragen van meer dan één gezinslid over dezelfde gezinsachtergrondvariabelen geeft ons informatie uit onafhankelijke bronnen.


25

We hebben laten zien dat de resultaten die gebaseerd zijn op meetfoutmodellen op verschillende manieren afwijken van eerdere bevindingen met betrekking tot de parameters van het opleidingsverwervingsproces in Nederland. We vonden dat het model dat controleert voor random meetfouten leidt tot een niet-significant en verwaarloosbaar effect van vaders beroepsstatus op het opleidingsniveau van zijn kinderen, terwijl het indirecte effect via ouderlijke materiële en culturele hulpbronnen ongeveer hetzelfde blijft. Ook leidt de correctie voor random meetfouten tot een aanzienlijk sterker effect van vaders opleidingsniveau op het opleidingsniveau van de kinderen. Het indirecte effect van vaders opleiding via culturele hulpbronnen is veel groter dan het conventionele model laat zien en het indirect effect via materiële hulpbronnen blijft min of meer hetzelfde. Het is geen nieuwe bevinding dat in Nederland de culturele dimensie van sociale ongelijkheid sterker is dan de economische dimensie. Toch is het verrassend dat in onze analyses het directe effect van vaders beroep volledig verdwijnt. Het lijkt erop dat het effect van vaders beroepsstatus dat gewoonlijk gevonden wordt het gevolg is van onvoldoende controle voor vaders opleidingsniveau. We vonden ook een gedeeltelijke ondersteuning voor de hypothese dat respondenten informatie over verschillende kenmerken van de gezinsachtergrond consistenter maken dan ze in werkelijkheid zijn. Controleren voor gecorreleerde meetfouten leidde echter niet tot substantieel andere schattingen van de effecten in het opleidingsverwervingsmodel. We concluderen dat random meetfouten de schattingen van de effecten van het opleidingsverwervingsmodel in Nederland beïnvloeden en dat de correctie voor meetfouten tot een sterkere ondersteuning voor de aanwezigheid van intergenerationele opleidingsoverdracht via ouderlijke culturele hulpbronnen leidt. De correctie van de meetfouten kan in toekomstig onderzoek plaatsvinden door realistische schattingen van de percentages errorvariantie, en eventueel van gecorreleerde meetfouten, in het model op te nemen. Programmatuur voor lineair-structurele modellen maakt dit op een eenvoudige wijze mogelijk en zo kunnen correcte effecten worden gevonden zonder opnieuw multi-actor data te verzamelen.

Literatuur Allison, P.D. (1987) ‘Estimation of linear models with incomplete data’, Sociological Methodology, 17, 71-103. Aschaffenburg, K. and Maas, I. (1997) ‘Cultural and educational careers: The dynamics of social reproduction’, American Sociological Review, 62(4), 573-587. Bielby, W.T., Hauser, R.M. and Featherman, D.L. (1977a) Response errors of nonblack males in models of the stratification process. In D.J. Aigner & A.S. Goldberger (Eds.), Latent variables in socio-economic models (pp. 227-251). Amsterdam: North-Holland Publishing Company. Bielby, W.T., Hauser, R.M. and Featherman, D.L. (1977b) ‘Response errors of nonblack males in models of the stratification process’, Journal of the American Statistical Association, 72(360), 723-735.

26


Bielby, W.T., Hauser, R.M. and Featherman, D.L. (1977c) ‘Response errors of black and nonblack males in models of the intergenerational transmission of socioeconomic status’, American Journal of Sociology, 82(6), 1242-1288. Blau, P.M. and Duncan, O.D. (1967) The American occupational structure. New York: Wiley. Bourdieu, P. (1970) Cultural reproduction and social reproduction. In R. Brown (Ed.), Knowledge, education, and cultural change (pp. 71-112). London: Tavistock. Browne, M.W. and Cudeck, R. (1993). Alternative ways of assessing model fit. In K.A. Bollen & J.S. Long (Eds.), Testing structural equation models (pp. 136-162). Newbury Park: Sage. Collins, R. (1971) ‘Functional and conflict theories of educational stratification’, American Sociological Review, 36(6), 1002-1019. Crook, C.J. (1997) Cultural practices and socioeconomic attainment: The Australian experience. Westport, Conn: Greenwood Press. De Graaf, N.D., De Graaf, P.M. (2002) ‘Formal and popular dimensions of cultural capital: Effects on childrens educational attainment’, The Netherlands’ Journal of Social Sciences, 38(2), 167-186. De Graaf, N.D., De Graaf, P.M. (2003). Cultureel kapitaal en sociale reproductie: Cohorten tussen 1930 en 1975 vergeleken. In H.B.G. Ganzeboom (Ed.), Jaren van onderscheid: Trends in cultuurdeelname in Nederland (pp. 72-95). Utrecht: Cultuurnetwerk Nederland. De Graaf, N.D., De Graaf, P.M., Kraaykamp, G., Ultee, W.C. (1998). Familie-enquête Nederlandse Bevolking 1998 [dataset]. Nijmegen: Department of Sociology, Radboud University Nijmegen. De Graaf, N.D., De Graaf, P.M. and Kraaykamp, G. (2000) ‘Parental cultural capital and educational attainment in the Netherlands: A refinement of the cultural capital perspective. Sociology of Education’, 73, 92-111. De Graaf, N.D., De Graaf, P.M., Kraaykamp, G. and Ultee, W. C. (2000) Familie-enquête Nederlandse Bevolking 2000 [dataset]. Nijmegen: Department of Sociology, Radboud University Nijmegen. De Graaf, P.M. (1986) ‘The impact of financial and cultural resources on educational attainment in the Netherlands’, Sociology of Education, 59(4), 237-246. De Graaf, P.M. (1988) ‘Parents’ financial and cultural resources, grades, and transition to secondary school in the Federal Republic of Germany’, European Sociological Review, 4(3), 209-221. De Graaf, P.M. (1989) Cultural reproduction and educational stratification. In B.F.M. Bakker, J. Dronkers & G.W. Meijnen (Eds.), Educational opportunities in the welfare state; longitudinal studies in educational and occupational attainment in the Netherlands (pp. 39-57). Nijmegen: ITS. Ganzeboom, H.B.G., De Graaf, P.M. and Treiman, D.J. (1992) ‘A standard international socio-economic index of occupational status’, Social Science Research, 21, 1-56.


27

Hauser, R.M., Tsai, S.L. and Sewell, W.H. (1983) ‘A model of stratification with response error in social and psychological variables’, Sociology of Education, 56, 20-46. Hayduk, L.A. (1987) Structural equation modeling with lisrel: Essentials and advances. Baltimore: Johns Hopkins University Press. Hope, K., Schwartz, J. and Graham, S. (1986) ‘Uncovering the pattern of social stratification: A two-year test-retest inquiry’, British journal of sociology, 37(3), 397430. Jöreskog, K.G. and Sörbom, D. (1996). Lisrel 8: User’s reference guide. Chicago: Scientific Software International. Kalmijn, M. and Kraaykamp, G. (1996) ‘Race, cultural capital, and schooling: An analysis of trends in the United States’, Sociology of Education, 69(1), 22-34. Kraaykamp, G. (2000) ‘Ouderlijk gezin en schoolsucces: Een verklaring met demografische, culturele en sociale aspecten’, Tijdschrift voor Onderwijs Research, 24(34), 174-194. Mohr, J. and DiMaggio, P. (1995) ‘The intergenerational transmission of cultural capital’, Research in Social Stratification and Mobility, 14, 167-199. Porst, R. and Zeifang, K. (1987) ‘A description of the German General Social Survey test-retest study and a report on the stabilities of the sociodemographic variables’, Sociological Methods & Research, 15(3), 177-218. Poulain, M., Riandey, B. and Firdion, J.-M. (1992) Data from a life history survey and from the Belgian population register: A comparison. Population: An English Selection, 4, 77-96. Raftery, A.E. (1993). Bayesian model selection in structural equation models. In K.A. Bollen & J.S. Long (Eds.), Testing structural equation models (pp. 163-180). Thousand Oaks: Sage. Raftery, A.E. (1995). ‘Bayesian model selection in social research’, Sociological Methodology, 25, 111-163. Schreiber, E.M. (1975/1976) ‘Dirty data in Britain and the USA: The reliability of ‘invariant’ characteristics reported in surveys’, Public Opinion Quarterly, 39(4), 493-506. Sullivan, A. (2001) ‘Cultural capital and educational attainment’, Sociology, 35(4), 893-912. Ultee, W.C., Ganzeboom, H. B. G. (1992). Familie-enquête Nederlandse Bevolking 1992 [dataset]. Nijmegen: �� Department of Sociology, Radboud University Nijmegen.

28


Multi-actor data in organisaties: Arbeidstevredenheid vanuit condities op organisatie- en werknemersniveau Tanja van der Lippe

Het doel van deze bijdrage is het verklaren van arbeidstevredenheid vanuit de arbeidsomgeving en het ingaan op voor- en nadelen van gegevens van meerdere werknemers per organisatie hierbij. In eerder onderzoek naar arbeidstevredenheid ligt de nadruk vooral op werknemerskenmerken. Wanneer aandacht is voor organisatiekenmerken, dan is dat meestal gemeten via één werknemer per organisatie. In deze bijdrage zijn naast hypothesen over werknemerskenmerken verwachtingen geformuleerd ten aanzien van beleid, cultuur en structuur van de werkomgeving, en arbeidsbeleving van collega’s. Hypothesen zijn getoetst met behulp van het Time Competition Survey (2003), een sample van werknemers van 89 functiegroepen binnen 30 arbeidsorganisaties. Werknemers zijn thuis geïnterviewd en leidinggevenden hebben een vragenlijst voor functiegroep en organisatie ingevuld. Multilevel analyses laten zien dat een arbeidsomgeving met aandacht voor werknemers en tevreden collega’s positief uitwerken op arbeidstevredenheid. Ook al zijn de kosten hoog, deze analyse laat zien dat het verzamelen van informatie van meerdere werknemers per organisatie waardevol is.

Inleiding Betaalde arbeid draagt in belangrijke mate bij aan de kwaliteit van leven. Betaald werk brengt een zekere standaard van leven met zich mee, geeft een gevoel van routine, doel en identiteit, en is tevens een bron van sociaal en economisch kapitaal (Den Dulk, 2006). Een uiting van die kwaliteit vormt de tevredenheid die men aan zijn werk ontleent. Deze vorm van arbeidsbeleving is zeer regelmatig onderwerp van onderzoek (zie bijv. Appelbaum, Bailey, Berg & Kalleberg, 2000; Steijn, 2003). Daarbij is er aandacht voor de gevolgen van arbeidstevredenheid en of het de productiveit van de werknemer nu wel of niet verhoogt (Kim, 2002). Zowel psychologen als sociologen pogen na te gaan wat de tevredenheid van werknemers verhoogt. Vaak is daarbij aandacht voor de wijze waarop kenmerken van de baan een rol spelen (Steijn, 2003; Schaufeli & Bakker, 2004; Ellickson & Logsdon, 2002), aangezien persoonskenmerken veel minder die arbeidstevredenheid blijken te verklaren. Banen waarin werknemers een grote mate van controle en autonomie hebben, oefenen een positieve invloed uit op de tevredenheid. De steun van collega’s en leidinggevenden heeft deze zelfde positieve invloed (Beham, Drobnic & Verwiebe, 2006). Empirisch zijn daartoe meestal werknemers van één enkele organisatie onderzocht zodat nagegaan kan worden of tevredenheid verschilt tussen werknemers met verschillende baankenmerken. Ook wordt er wel in een steekproef op individueel niveau gevraagd naar kenmerken van de organisatie waar zij werken. Veel minder vaak wordt een aantal organisaties benaderd en

Van der Lippe

29

daarbinnen meerdere werknemers ondervraagd. Het is echter zeer goed mogelijk dat de organisatie een gelijk effect uitoefent op een groep werknemers, maar ook dat de invloed verschilt voor werknemers. Bovendien is moeilijk te zeggen in hoeverre gerapporteerde kenmerken over de organisatie door de werknemer betrouwbaar zijn. Daarenboven is het bij het onderzoeken van een enkele organisatie of het, in een individuele steekproef, aftappen van organisatiekenmerken via de respondent minder goed mogelijk om na te gaan wat de invloed van de omgeving is waar de respondent werkt. Zo zou de demografische samenstelling van de afdeling van invloed kunnen zijn op het functioneren van de werknemer (Hope Pelled, Eisenhardt & Xin, 1999). Conflicten binnen de organisatie kunnen negatief uitwerken op de arbeidstevredenheid van werknemers (De Dreu & Weingart, 2003), en het is evenzo voor te stellen dat wanneer veel collega’s tevreden zijn, dit van invloed is op de beleving van andere collega’s. Net zoals men zich in ander gedrag of gevoelens mede laat leiden door de omgeving is dat naar verwachting ook hier het geval. Hoewel Bakker, Van Emmerik & Euwema (2006) wel een poging ondernemen om de beleving van collega’s mee te nemen, doen zij dit voor slechts één organisatie. Het is dan weer minder mogelijk om te variëren met organisatiekenmerken, en niet uit te sluiten dat gevonden verbanden typisch voor de specifieke organisatie zijn. In dit hoofdstuk presenteer ik een analyse waarbij gebruik gemaakt wordt van meerdere werknemers van verschillende organisaties. Ik probeer na te gaan hoe arbeidstevredenheid van werknemers wordt beïnvloed door de omgeving waar zij werken. Nadrukkelijk is er aandacht voor zowel verklaringen op individueel werknemersniveau als op organisatieniveau. Na de analyse is uitgebreid aandacht voor de voor- en nadelen van multi-actor data bij deze kwestie.

Theorie en hypothesen Voordat ik inga op aanwezige verklaringen voor arbeidstevredenheid is het goed stil te staan bij die tevredenheid zelf. Vaak wordt in onderzoek arbeidstevredenheid beschouwd als een indicator die iets zegt over de kwaliteit van het werk die werknemers ondervinden. Andere zaken die iets zeggen over de kwaliteit van werk zijn baanzekerheid, gezondheid en welzijn, ontwikkelingsmogelijkheden binnen het werk, en de mogelijkheid om in balans werk en privé met elkaar te combineren (European Foundation for the Improvement of Working and Living Conditions, 2005). Ook Green (2006) zegt in een zeer recente studie dat hoge kwaliteitsbanen de werknemer mogelijkheid bieden om zich verder te ontwikkelen om persoonlijke doelen te kunnen bereiken. Zo bezien is arbeidstevredenheid duidelijk maar één van de indicatoren van een hoge kwaliteit van werk. Arbeidstevredenheid wordt beïnvloed door de mogelijkheden en onmogelijkheden binnen het werk (Green, 2006; Den Dulk, 2006). Allereerst richten we ons op de eisen die het werk met zich meebrengt. Die eisen gaan eigenlijk zoals Jones

30

Multi-actor in organisaties

en Fletcher (1996) uitwerken over “de dingen die gedaan moeten worden”. Het is duidelijk dat in elke baan dingen gedaan moeten worden, en we sluiten aan bij Schaufeli en Bakker (2004) die aangeven dat werkeisen de fysieke, sociale, psychologische en organisationele aspecten van de baan betekenen die een duidelijke inspanning vereisen en daarom bepaalde kosten met zich meebrengen. Hoewel het hier niet per sé altijd om negatieve factoren gaat, is wel te verwachten dat een teveel aan werkeisen stress met zich meebrengt en minder leidt tot tevredenheid. Hulpbronnen binnen het werk zijn de zaken die er toe leiden dat de eisen van het werk minder zwaar wegen, die helpen om de werkdoelen te bereiken en persoonlijke groei en ontwikkeling opleveren. Met andere woorden: hulpbronnen zijn niet alleen bedoeld om het werk makkelijker te maken maar ze zijn ook op zichzelf belangrijk. Ook volgens het zogenoemde demand-control-support (DCS) model (Karasek & Theorell, 1990) leiden werkeisen tot stress en zorgen hulpbronnen als controle, autonomie en support ervoor dat werknemers meer tevreden zijn. Bij dit model is het wel goed om aan te tekenen dat de keuze van werknemers voor een organisatie niet een geheel toevallige is. Werknemers kiezen vaak voor die organisatie die past bij hun eigen belang en situatie. Wanneer mensen zelf kiezen voor een organisatie met veel werkeisen zal het effect van die werkeisen op arbeidstevredenheid ongetwijfeld kleiner zijn. Met deze selectiviteit is in het empirische design echter geen rekening gehouden. Bij werkeisen wordt meestal aan verschillende componenten gedacht. De hoeveelheid werk die er ligt en de uren die gewerkt moeten worden inclusief overwerk zouden arbeidstevredenheid negatief beïnvloeden. Daarbij telt of werknemers op hun output of op hun input beoordeeld worden. Worden werknemers op hun output beoordeeld dan betekent dat ook dat de werknemer onder druk staat om te presteren (Glebbeek & Van der Lippe, 2004). De eisen van het werk zijn daarmee groter. Maar ook leidinggeven is een aspect dat drukverhogend kan werken. Een leidinggevende kent immers meer eisen in zijn werk (Steijn, 2003; Ellickson & Logsdon, 2002). Een meer subjectieve component is of een werknemer het idee heeft dat er hard gewerkt moet worden, dat er een hoge werkdruk bestaat (Schaufeli & Bakker, 2004). Ook de aanwezigheid van regelmatig terugkerende deadlines kunnen een werkeis vormen die arbeidsontevredenheid genereert. Hulpbronnen komen in de vorm van beloningen en toekomstperspectieven in het werk, maar ook in de vorm van de controle die werknemers over hun eigen werk kunnen uitoefenen (Schaufeli en Bakker, 2004). Het is juist deze vorm van controle, de zeggenschap over het werk, dat een gevoel van zekerheid en tevredenheid geeft (Moen & Chermack, 2005). Volgens Saari en Judge (2004) is het zelfs de belangrijkste voorspellende variabele voor arbeidstevredenheid. Autonomie is in deze zin van belang voor arbeidstevredenheid. Daarnaast is ook support een factor van belang, en het gaat daar om zowel support van collega’s als leidinggevende (Schaufeli & Bakker, 2004; Bakker et al, 2006). Wanneer een werknemer hard moet werken maar zich daarbij gesteund weet door collega’s en leidingge-

Van der Lippe

31

vende kan dit tot meer arbeidstevredenheid leiden. Een studie onder werknemers in Nevada laat zien dat een participatieve managementstijl van de leidinggevende in belangrijke mate arbeidstevredenheid vergroot (Kim, 2002). Ook het loon dat tegenover verrichte werkzaamheden staat blijkt uiterst belangrijk voor het vergroten van de arbeidstevredenheid (Ellickson & Logsdon, 2002). Samenvattend luidt de hypothese op werknemersniveau dat naarmate werkeisen als werklast, werkdruk, deadlines en output gerelateerde beloning groter zijn, de arbeidstevredenheid van de werknemer kleiner zal zijn en naarmate hulpbronnen als controle over het werk, beloning en support van collega’s en leidinggevenden groter zijn, de arbeidstevredenheid van de werknemer groter zal zijn. Tevreden werknemers worden mede gemaakt door de organisatie waarin zij hun baan uitoefenen. Daarbij is te denken aan het beleid van een organisatie, structurele gegevenheden van een organisatie en de cultuur binnen een organisatie. Het is hier de vraag of het om de gehele organisatie gaat die de tevredenheid van de werknemer beïnvloedt of de meer directe werkomgeving van de werknemer. Hoewel ik niet uitsluit dat de organisatie zeker van belang is voor het welzijn van een werknemer, denk ik dat die invloed vooral gestalte krijgt door de werkomgeving van de werknemer, de afdeling waartoe hij of zij toe behoort, het team, de functiegroep en dergelijke. Ik zal mij daarom bij het formuleren van verwachtingen vooral richten op de invloed van dat gedeelte van de organisatie. Daarbij worden een aantal kenmerken die meegenomen zijn op werknemersniveau in aangepaste vorm meegenomen op functiegroepniveau. De juiste inzet van beleidsinstrumenten zou van invloed moeten zijn op de arbeidsbeleving van werknemers (Steijn 2003; Appelbaum et al, 2000). Als het beleid erop gericht is om werkeisen af te stemmen op de wensen van individuele werknemers, om support van de omgeving klaar te zetten, om faciliteiten aan te bieden die het mogelijk maken om arbeid en zorg te combineren (Peper, Van DoorneHuiskes, 2005), dan is de verwachting dat dit leidt tot meer tevreden werknemers. Zoals Steijn (2003) beargumenteert en laat zien, loopt deze invloed vooral indirect via de baankenmerken en andere organisatiekenmerken. Het gaat bij dergelijk beleid om zaken als de aanwezigheid van functioneringsen beoordelingsgesprekken, persoonlijke ontwikkelingsplannen, opleidingsplannen, loopbaanplannen, functie- en taakroulatie. Hoewel die indirecte effecten belangrijk zijn, verwacht ik ook een zelfstandig effect van dergelijk beleid op de tevredenheid van werknemers. In dit hoofdstuk richt ik mij vooral op het aanwezig zijn van functioneringsen beoordelingsgesprekken en ook of coaching en begeleidingsgesprekken onderdeel van het staande beleid zijn. De cultuur binnen de werkomgeving van een werknemer zal naar verwachting eveneens invloed uitoefenen op het welzijn van de werknemers. In een onderzoek van Hammer et al. (2004) bleek dat in organisaties waar een sterk competitieve cultuur bestaat, en volledige inzet van werknemers wordt gevraagd ten koste van de behoeften die het thuis front stelt, werknemers minder tevreden zullen zijn.

32


Aan de andere kant is te verwachten dat wanneer in de werkcultuur meer oog is voor het belang van de werknemer, en er meer gezelligheid is op de werkvloer, dit ook zal doorwerken op de arbeidsbeleving van de individuele werknemer. Uit onderzoek naar support van collega’s, blijken aandacht en interesses voor elkaar belangrijk om de tevredenheid van de werknemer te vergroten. Mijn verwachting is dat dit bij de cultuur van de werkomgeving niet anders zal zijn. De structuur van een organisatie en afdeling lijkt ook goed om mee te nemen. Dit is ingegeven door het idee dat in onderzoek naar de invloed van de organisatie op andere terreinen, zoals het aandeel vrouwen in hogere posities (Van der Lippe, 2004), de structuur van de organisatie meespeelt. Hier is het wel moeilijk aan te geven op welke manier de structuur precies van belang zou kunnen zijn. Volgens Hope Pelled, Eisenhardt en Xin (1999) zou de diversiteit in teams de performance van werknemers beïnvloeden. Wanneer veel verschillen bestaan in demografische achtergrond van teamleden kennen zij minder gelijke normen en waarden, en zullen meer conflicten ondervinden en daarmee minder productief zijn. Hun resultaten ondersteunen dit idee wat betreft diversiteit in leeftijd en etniciteit overigens niet. Hier neem ik ook aan dat de structuur van een afdeling faciliterend zou kunnen werken bij het genereren van arbeidstevredenheid, maar ga niet persé uit van diversiteit. Zouden het dan de grotere organisaties en afdelingen zijn waar arbeidstevredenheid groter is? Of juist die waar meer werknemers in deeltijd verband werken? Een ander criterium is mogelijk het aantal vrouwen dat binnen een afdeling werkt. Vaak bestaan ideeën dat een evenwichtige samenstelling van het personeel een goede uitwerking op tevredenheid heeft, anderen zeggen juist dat meer vrouwen een duidelijk positief effect heeft. Ik richt mij in het formuleren van de invloed van de structuur op dit aspect. Samenvattend luidt de hypothese op organisatieniveau: naarmate er een duidelijk en coachend beleid op het terrein van het functioneren van werknemers bestaat, wanneer een weinig competitieve cultuur maar sterke gezelligheidscultuur bestaat, en wanneer meer vrouwelijke collega’s aanwezig zijn, zal de arbeidstevredenheid van de werknemer groter zijn. Van een ietwat andere orde, hoewel duidelijk op contextueel niveau is hoe collega’s het werk beleven. Dit is naar verwachting ook van invloed op de beleving van individuele werknemers. Net zoals het gedrag van de omgeving ons in andere situaties beïnvloedt is dit ook in een organisatie het geval. Het is voor te stellen dat werknemers zich aan elkaar willen spiegelen: wanneer veel collega’s plezier hebben in het werk en tevreden zijn, zal dit een positieve invloed uitoefenen op de andere werknemers. Het gaat hier om een soort collectief gevoel van tevredenheid. Collega’s opereren in die zin als roldragers en werknemers imiteren elkaars gevoelens (Buunk & Schaufeli, 1993). Onderzoek bevestigt dit idee (zie Bakker et al, 2006). Als eerste stap neem ik hier aan dat hoe meer collega’s plezier in het werk hebben, des te beter het is voor de eigen tevredenheid van een werknemer. Ik besef evenwel dat het waarschijnlijk om significante anderen gaat die vooral belangrijk zijn.

Van der Lippe

33

De hypothese over de invloed van de werkomgeving luidt daarmee: naarmate collega’s een meer positieve arbeidsbeleving kennen, zal dit de arbeidstevredenheid van de werknemer verhogen. Het is goed mogelijk dat de invloed van werkeisen en hulpbronnen variëren met de kenmerken van de context. Dergelijke effecten kunnen elkaar versterken maar ook verzwakken. Zo zou aan de ene kant verwacht kunnen worden dat een sterke invloed van hulpbronnen van een werknemer minder belangrijk is wanneer de context er sterk op is gericht om tevreden werknemers te behouden. Support van een collega is minder hard nodig om tevreden te zijn wanneer het beleid er voor zorgt dat regelmatig functioneringsen begeleidingsgesprekken aanwezig zijn. Aan de andere kant is ook voor te stellen dat het positieve effect van hulpbronnen wordt versterkt wanneer een werknemer in een omgeving verkeert die er op is gericht de werknemer tevreden te stellen. Diezelfde support van collega’s kan mogelijk juist helpen bij arbeidstevredenheid wanneer het in combinatie gaat met meer functioneringsen begeleidingsgesprekken.

Data De data zijn afkomstig van het Time Competition survey dat is gehouden in 2003. Data zijn verzameld via een multistage sample van werknemers van 30 Nederlandse arbeidsorganisaties. Het onderzoek was ontworpen om de oorzaken van en oplossingen voor werk-thuis interferentie te onderzoeken (Van der Lippe & Glebbeek, 2003). Aangezien het de bedoeling was beter ‘time greediness’ van organisaties te begrijpen, zijn kennisorganisaties oversampled. De verwachting was namelijk dat vooral in dergelijke organisaties time greediness een rol zou spelen. Binnen deze 30 organisaties hebben we iets meer dienstverlenende organisaties dan in de Nederlandse economie, het aandeel industrie is representatief voor de Nederlandse situatie, maar landbouw is ondervertegenwoordigd. Ook hebben we meer grote dan kleine organisaties: vijf organisaties hebben 100 werknemers of minder, en twee daarvan zijn kleiner dan 50 werknemers. Voorbeelden van organisaties zijn een bank, consultancy, onderzoeksinstituut, uitgever, politiekorps en verzorgingstehuis. Aangezien we geïnteresseerd waren in de invloed van de werkomgeving van de werknemer, zijn werknemers behorende tot gelijke functiegroepen ondervraagd. Een functiegroep is in deze dataverzameling een groep werknemers geweest voor wie een duidelijke overeenkomst bestaat in beloningsystemen, loopbaantraject en type werkzaamheden. Per organisatie doen drie functiegroepen mee, en we hebben beschikking over 89 functiegroepen binnen 30 arbeidsorganisaties. Steeds is gevraagd naar een functiegroep die een kerntaak vervult voor de organisatie zoals consultants bij de consultancy organisatie, politiemensen bij het politiekorps, verpleegkundigen in het verzorgingstehuis, en secretaresses bij een bank. Toegang tot werknemers werd verkregen door aan de betreffende leidinggevende van de organisatie te vragen om telefoonlijsten op het werk. Steekproefs-

34


gewijs werden deze werknemers op het werk benaderd om mee te doen aan het onderzoek. Vervolgens werd in het geval van paren nogmaals thuis gebeld om een afspraak te maken waarbij beide partners aanwezig konden zijn. Uiteindelijk resulteert een sample van 1114 werknemers en hun eventuele partner. Dit betekent een respons van 29%. Binnen Nederland varieert de respons tussen de 25 en 45% (Kalmijn, Bernasco en Weesie, 1999). Hoewel 29% laag lijkt valt dit mee wanneer we in ogenschouw nemen dat er een twee staps procedure nodig was om werknemers thuis te kunnen interviewen. Van de 3970 benaderde werknemers op het werk zei 39% in eerste instantie toe om mee te doen, maar bij het tweede contact thuis viel nog een deel af. Van alle werknemers die thuis zijn benaderd is nog 28% afgevallen omdat de partner weigerde om mee te werken. Analyses laten zien dat huishoudens die weigerden mee te werken nauwelijks verschillen op achtergrondkenmerken van degene die wel meedoen. Achtergrondkenmerken waren bijvoorbeeld sekse van de werknemer, opleidingsniveau, arbeidsuren en familievorm. Hoger opgeleiden blijken oververtegenwoordigd in deze sample. Dit komt omdat er relatief veel kennisorganisaties in onze sample zitten. Alle werknemers zijn thuis mondeling geïnterviewd en hebben een schriftelijke vragenlijst ingevuld. Van de 819 werknemers met een partner thuis, zijn beiden thuis mondeling geïnterviewd, en beiden hebben een schriftelijke vragenlijst ingevuld. Eerst werd de werknemer een interview afgenomen en vulde de partner een vragenlijst in, en vervolgens draaiden de rollen om. Daarenboven is op de werkplek een schriftelijke vragenlijst ingevuld door de leidinggevende van een functiegroep en is bovendien een schriftelijke vragenlijst voor de gehele organisatie ingevuld.

Operationalisering De afhankelijke variabele in de onderhavige studie is arbeidstevredenheid. Daartoe zijn de volgende 5 items gevraagd: 1. In mijn werk leer ik voortdurend nieuwe dingen, 2. Ik word steeds beter in mijn werk, 3. Ik vind mijn werk vaak saai, 4. Mijn werk is mijn hobby en 5. Na een tijdje ben je wel uitgekeken (antwoordcategorieën van 1 helemaal mee oneens tot en met 7 helemaal mee eens; 3 en 5 omgedraaid). De betrouwbaarheid van de schaal is niet hoog met .68. Het zijn items die verwant zijn aan items die vaak worden gebruikt voor het meten van arbeidstevredenheid in sociaal-psychologisch onderzoek (zie bijv. Judge, Locke, Durham & Kluger, 1998). De verklarende variabelen vallen uiteen in variabelen op werknemersniveau en op functiegroepniveau. Hier betekent werknemersniveau dat de vragen aan de werknemer zijn gesteld en functiegroepniveau aan anderen dan de werknemer. Een aantal vragen aan de werknemers betreffen redelijk objectieve gegevens over de baan, een aantal andere vragen betreffen meer de subjectieve beleving van aspecten van de baan. Nadrukkelijk wil ik hieraan toevoegen dat bij het construeren van variabelen noch bij de analyse ervan uit is gegaan dat de gegevens gerappor-

Van der Lippe

35

teerd door ofwel de werknemer ofwel de leidinggevende meer ‘waar’ zouden zijn. Het is hier slechts de bedoeling om na te gaan wat de invloed van het functiegroepniveau en van het werknemersniveau is. Op werknemersniveau zijn werkeisen allereerst gemeten aan de hand van de formele contracturen en de hoeveelheid overwerk die wordt verricht. Voor deadlines was maar één vraag beschikbaar: Hoe vaak heeft u een belangrijke deadline? (met antwoordcategorie van 1. minder dan één keer per maand tot en met 5. een paar keer per week). Werkdruk wordt ook gezien als een sterke werkeis, en het is gemeten met de volgende drie items: 1. Moet u snel werken, 2. Heeft u teveel werk te doen, en 3. Hoe vaak komt het voor dat uw extra hard moet werken om iets af te krijgen (met als antwoordcategorieën 1. nooit tot en met 5. altijd). De alpha van de schaal is .73. Output gerelateerde performance is gemeten door te vragen of een werknemer wordt beoordeeld in financiële zin op zijn of haar output. Tot slot is opgenomen of een werknemer leidinggevend is. Naast werkeisen zijn hulpbronnen op werknemersniveau gemeten. Op werknemersniveau is allereerst support van collega’s onderscheiden met de volgende drie items: 1. Kunt u als het nodig is uw collega’s om hulp vragen? 2. Kunt u op uw collega’s rekenen wanneer u het in uw werk wat moeilijker krijgt? 3. Voelt u zich gewaardeerd door uw collega’s? (antwoordcategorieën van 1. nooit tot en met 5. altijd). De bijbehorende alpha is .80. Support van leidinggevenden is gemeten met behulp van de volgende 5 items: 1. Mijn leidinggevende laat mij weten of hij/zij tevreden is met mijn werk, 2. Mijn leidinggevende heeft begrip voor mijn problemen en wensen met betrekking tot mijn werk, 3. Ik voel mij door mijn leidinggevende gewaardeerd, 4. Mijn leidinggevende gebruikt zijn/haar invloed om mij te helpen problemen op het werk op te lossen, en 5. Mijn leidinggevende is vriendelijk en staat open voor mij (antwoordcategorieën van 1. helemaal mee oneens tot en met 5. helemaal mee eens). De alpha is hier .89. De beloning die werknemers ondervinden is gemeten met behulp van het uurloon. Het uurloon is berekend aan de hand van een opgave van het inkomen en de formele contracturen. Naast beloning en support is ook belangrijk of een werknemer over autonomie kan beschikken in het uitvoeren van zijn of haar werk. Dit is gemeten met behulp van de volgende 4 items: 1. Heeft u vrijheid bij het uitvoeren van uw werkzaamheden? 2. Kunt u zelf beslissen hoe u het werk uitvoert? 3. Kunt u deelnemen aan besluitvorming die met uw werk te maken heeft? (met als antwoordcategorieën 1. nooit tot en met 5. altijd) en 4. Als er thuis iets onverwachts gebeurt, is het dan mogelijk om een vrije dag te nemen of thuis te werken? (met als antwoordcategorie 1. onmogelijk tot en met 5. altijd). De alpha van deze schaal is laag met .62. Tot slot zijn een aantal individuele eigenschappen opgenomen, waarvan niet is bewezen dat ze zeer belangrijk zijn, maar waarvan het wel goed is ervoor te controleren. Dat zijn sekse (waarbij 1=vrouw), leeftijd als continue variabele en opleiding als continue variabele met 11 klassen (met 1. niet voltooid lager onderwijs tot aan 11. promotie).

36


De organisatievariabelen zijn zoals gezegd met name gemeten op functiegroep niveau, en gevraagd aan de leidinggevende van een functiegroep. Als eerste is een variabele opgenomen die staat voor het beleid van een functiegroep. Er is gevraagd of het gebruikelijk is om regelmatig functioneringsen andersoortige begeleidingsgesprekken te voeren. Daartoe is het aantal keren geteld dat binnen een functiegroep een dergelijk gesprek met een werknemer wordt gevoerd. Aangenomen is dat de leidinggevende hier een duidelijk beeld van heeft, aangezien deze vaak dergelijke gesprekken voert. De cultuur van de functiegroep is gevraagd door de leidinggevende van de functiegroep het volgende voor te leggen. ‘De dagelijkse gang van zaken in een organisatie kan vaak onder het hoofdje ‘cultuur’ in één beeld worden samengevat. Hieronder staan enkele culturen beschreven. Geef voor deze groep aan in welke mate onderstaande culturen van toepassing zijn: een prestatiecultuur (gericht op scoren), en gezelligheidscultuur (veel aandacht voor sociale aspecten)’, (met als antwoordcategorieën 1. vrijwel niet tot en met 5. heel sterk). Voorts is met betrekking tot structuur nagegaan welk percentage van de werknemers vrouw is. Dit percentage is gerapporteerd door de leidinggevende van de betreffende functiegroep. Tot slot is de context gemeten door na te gaan hoeveel plezier en positieve arbeidsbeleving collega’s kennen van een werknemer. Dit is gedaan door uit te gaan van de bekende flowschaal, die met behulp van 13 items meet of mensen bevlogen zijn in hun werk, tevreden zijn, gelukkig en plezier hebben in hun werk (Bakker et al., 2006). Voorbeelden van dergelijke items zijn: ‘Mijn werk brengt mij in vervoering’ en ‘Als ik werk vergeet ik alle andere dingen om mij heen’. De alpha van deze gehele schaal is .81. Vervolgens is het gemiddelde van de collega’s per functiegroep berekend op deze schaal. Daarbij is de arbeidsbeleving van de betreffende werknemer op deze flowschaal natuurlijk buiten beschouwing gelaten. De correlatie tussen de arbeidstevredenheid van werknemers en de arbeidsbeleving van collega’s is niet extreem hoog met .20. Hoewel in ander onderzoek (Bakker et al., 2006) ook wel deze contextvariabele per functiegroep wordt uitgerekend is een nadeel hiervan dat de werknemer zelf betrokken is in deze maat. Dat is bij de maat die ik hier hanteer niet het geval. In het vervolg spreek ik over deze maat als positieve arbeidsbeleving.

Beschrijving Tabel 1 geeft de gemiddelden en standaarddeviaties aan van alle variabelen die zijn opgenomen in de analyse. We bespreken daarvan enkele waarden. De variabelen die werkeisen meten laten zien dat werknemers gemiddeld 34 uur per week werken volgens hun contract en daarbovenop gemiddeld drie uur per week overwerken. Zonder dat dit in de tabel gerapporteerd wordt blijkt dat mannen gemiddeld meer uren overwerken per week dan vrouwen. Werknemers ervaren zeker werkdruk, maar daarnaast ondervinden ze ook hulp van collega’s en leidinggevenden. Het aantal respondenten dat rapporteert leidinggevend te zijn is opvallend hoog.

Van der Lippe

37

Natuurlijk is de sample hoger opgeleid, maar daarnaast is ook niet gevraagd of werknemers formele verantwoordelijkheid voor anderen dragen. Wat betreft de organisatievariabelen laten de frequenties zien dat vaker een prestatiecultuur wordt gerapporteerd dan een gezelligheidscultuur. Zonder dat dit in een tabel staat, blijkt dat leidinggevenden van vrouwen vaker aangeven dat sprake is van een prestatiecultuur dan bij mannen; bij gezelligheidscultuur vinden we dit verschil niet. In tabel 2 staat aangegeven wat het verband is tussen een positieve arbeidsbeleving van collega’s en de arbeidstevredenheid van werknemers. Het blijkt dat wanneer collega’s een positieve arbeidsbeleving rapporteren, de betreffende werknemer zelf ook meer tevreden is. Tabel 1. Gemiddelden en standaarddeviaties van alle variabelen die in de analyse zijn opgenomen Gemiddelde Standaarddeviatie Arbeidstevredenheid 17,92 2,91 Werknemersniveau Werkeisen Contracturen Overuren Deadlines Output gerelateerde performance Werkdruk Leidinggevend Hulpbronnen Support van leiding Support van collega’s Uurloon Autonomie Functiegroepniveau Begeleidingsgesprekken Competitieve cultuur Gezelligheidscultuur Percentage vrouwen Positieve arbeidsbeleving bij collega’s Achtergrondkenmerken Leeftijd Opleiding Geslacht (1=vrouw)

33,77 3,08 3,00 2,68 9,28 0,41

6,79 5,46 1,36 1,45 2,55 0,49

18,36 11,62 13,82 15,92

3,59 2,37 9,32 2,69

4,36 2,82 3,23 48,74

6,15 0,94 0,78 27,67

4,34

0,23

40,89 7,99 0,49

9,09 2,21 0,49

(N=1114 op werknemersniveau en N=89 op functiegroepniveau) Bron: Time Competition Survey, 2003

38


Tabel 2. Percentage werknemers met lage of hoge arbeidstevredenheid naar arbeidsbeleving van collega’s Arbeidstevredenheid van de werknemer Positieve arbeidsbeleving collega’s Laag Hoog Laag 65,7 34,3 Midden 57,6 43,4 Hoog 46,5 53,5 Bron: Time Competition Survey, 2003

Analyse Gegeven de multilevel structuur van onze data (individuen i genest in de organisatiecontext j), schat ik een serie van hiërarchische lineaire modellen (zie Bryk en Raudenbush, 1992; Snijders and Bosker, 1999). Gebruikelijke analytische strategieën (zoals het toevoegen van organisatiekenmerken aan individuele records en het daarbij behandelen als onafhankelijke waarnemingen) ontkennen het gegeven dat werknemers zijn genest binnen organisaties. Het ontkennen van de multilevel structuur van de data en het toepassen van conventionele regressie analyses zou bias op verschillende manieren kunnen introduceren. Eén van de grote voordelen van multilevel analyse is dat deze het bestaan van variatie erkent in tevredenheid zowel op individueel niveau als op context niveau. De aannames van een dergelijk model worden uitgebreid bediscussieerd door Bryk and Raudenbush (1992) en Snijders en Bosker (1999). De effecten van variabelen gemeten op werknemers niveau kunnen worden geïnterpreteerd als effecten op arbeidstevredenheid van werknemers over verschillende organisatiecontexten, terwijl de effecten van de functiegroepen kunnen worden geïnterpreteerd als effecten op arbeidstevredenheid in een organisatieomgeving van werknemers die gelijk zijn met betrekking tot werknemerskenmerken die ook in het model zijn opgenomen. Aangezien we beschikking hebben over 30 organisaties en daarbinnen 89 functiegroepen is ervoor gekozen om de functiegroep als niveau j te nemen in deze multilevel analyse. Wanneer ik dat niet zou doen zou dit resulteren in verlies van informatie. Om na te gaan hoeveel variantie aanwezig is op functiegroep niveau, dat wil zeggen in hoeverre de functiegroep bepaalt hoe tevreden werknemers zijn, is de volgende formule gebruikt, waarbij σ 2 individueel niveau de variantie weergeeft op individueel niveau en σ 2 functiegroep op functiegroepniveau: σ 2 functiegroep/ (σ 2 functiegroep + σ 2 individueel niveau) Deze intraclass coefficient geeft aan hoeveel van de variantie in de afhankelijke variabele arbeidstevredenheid wordt verklaard door de functiegroep, dus eigenlijk de groepstructuur van de populatie. Vervolgens wordt ook de -2 log likelihood oftewel de deviantie per model aangegeven; deze maat laat zien hoe goed het model bij de data past. In het algemeen

Van der Lippe

39

is het zo dat hoe lager de waarde op de -2 log likelihood fit is, des te beter de data bij het model passen (Hox, 2002). Er zijn verschillende modellen getoetst die de volgorde van de hypothesen volgen: allereerst een basismodel (1) waarin alleen het intercept is opgenomen, vervolgens een model (2) met de variabelen op werknemersniveau en de controles op individueel niveau. Daarna is model (3) geschat waarin de structurele, beleids- en culturele variabelen op functiegroep niveau zijn opgenomen en model (4) met de arbeidsbeleving van collega’s op functiegroepniveau, en tot slot modellen met interacties.

Resultaten In Tabel 3 zijn de multilevel analyses gepresenteerd. Model 1 in tabel 3 laat zien dat 9 procent van de variantie in arbeidstevredenheid komt door de functiegroep waartoe men behoort. Dat betekent met andere woorden dat arbeidstevredenheid niet alleen door individuele werknemerskenmerken wordt bepaald maar ook door de functiegroep waartoe de werknemer behoort. Bekijken we deze maat bij de andere modellen, dan zien we dat deze afneemt wanneer meer contextvariabelen worden opgenomen. In model 4 waar zowel functiegroepkenmerken als invloed van collega’s is opgenomen, is de variantie in arbeidstevredenheid nog maar 3 procent en niet langer significant. De -2 Log Likelihood wordt significant kleiner over de verschillende modellen. Model 4 blijkt daarmee het model dat het best bij de data past, en we bespreken daarom de coëfficiënten van dit model. Ik start met een bespreking van de variabelen op individueel niveau. Wat betreft werkeisen blijken de resultaten anders dan verwacht. Op voorhand was de verwachting dat meer werkeisen leiden tot minder arbeidstevredenheid. De resultaten laten echter zien dat het aantal formele werkuren arbeidstevredenheid in het geheel niet beïnvloedt, en als werknemers meer overwerken ze juist meer tevreden zijn. Van Echtelt (2006) laat zien dat werknemers om verschillende redenen kunnen overwerken, omdat het moet maar ook omdat zij dit graag zelf doen. Dit zogenaamde ‘werk is hobby’ mechanisme kan een verklaring zijn voor het positieve effect dat wordt gevonden. Het gevoel dat men hard moet werken om alles af te krijgen blijkt onverwacht ook positief uit te werken. We hebben hier te maken met een sterk hoger opgeleide groep en dit zou aan dit resultaat debet kunnen zijn. Eveneens kan dit resultaat het gevolg zijn van het gegeven dat werknemers niet toevallig kiezen voor een bepaalde organisatie zoals ook al is aangegeven bij de theoretische uitwerking. Wat betreft hulpbronnen zijn de resultaten meer volgens verwachting. Hulp van zowel de leidinggevende als collega’s maken dat een werknemer meer tevreden is. Een grotere autonomie in het werk heeft ditzelfde resultaat. Zelf kunnen bepalen hoe de baan eruit ziet en werkzaamheden kunnen indelen, zorgen eveneens voor meer arbeidstevredenheid. Datgene wat mensen per uur verdienen, doet er in dit laatste model niet meer toe. In eerdere modellen leidde deze hulpbron duidelijk nog wel tot meer arbeidstevredenheid.

40


Tabel 3. Multilevel analyse ter verklaring van arbeidstevredenheid van werknemers Model 1 Model 2 Model 3 Model 4 B SE B SE** B** SE B SE Werknemersniveau Werkeisen Contracturen 0,01** 0,02** 0,01** 0,02 0,01** 0,02 Overuren 0,10** 0,02** 0,09** 0,02 0,08** 0,02 Deadlines 0,03** 0,07** 0,04** 0,07 0,04** 0,07 Output performance 0,02** 0,06** 0,01** 0,07 0,02** 0,07 Werkdruk 0,06** 0,04** 0,09** 0,04 0,08** 0,04 Leidinggevend 0,11** 0,19** 0,18** 0,20 0,21** 0,20 Hulpbronnen Support van leiding 0,16** 0,03** 0,14** 0,03 0,14** 0,03 Support van collega’s 0,17** 0,04** 0,18** 0,04 0,17** 0,04 Uurloon 0,02** 0,01** 0,02** 0,02 0,02** 0,02 Autonomie 0,14** 0,03** 0,16** 0,04 0,15** 0,03 Functiegroepniveau Begeleidingsgesprekken 0,03+* 0,02 0,04** 0,02 Competitieve cultuur 0,05** 0,13 0,08** 0,13 Gezelligheidscultuur 0,31+* 0,14 0,40** 0,14 Percentage vrouwen -0,01+ 0,00 -0,01+ 0,00 Arbeidsbeleving bij collega’s

1,94**

0,44

0,00** 0,01** 0,01** 0,01 -0,01** 0,05** -0,01** 0,05 0,21** 0,20** 0,29** 0,20

0,01** -0,01** 0,29**

0,01 0,05 0,21

17,92** 0,14

8,72** 1,20** 7,40** 1,43

-0,85**

2,35

7,76** 0,35 0,77** 0,24

6,58** 0,30** 6,32** 0,31 0,54** 0,19** 0,41** 0,19

6,28** 0,19**

0,31 0,13

Achtergrondkenmerken Leeftijd Opleiding Geslacht (1=vrouw) Intercept CS Diagonal Offset CS Covariance

Intraclass coefficient 0,09** -2 Log Likelihood 5231,279* ** p<0,01; * p<0,05; + p<0,10 Bron: Time Competition Survey, 2003

0,08** 0,06** 0,03** 4887,348** 4342,147** 4294, 827**

Samenvattend wordt de hypothese op werknemersniveau deels bevestigd. Hulpbronnen zijn uitermate belangrijk voor de arbeidstevredenheid van de werknemer, maar werkeisen hebben dit effect veel minder. Bij overuren en werkdruk blijkt zelfs een positieve relatie tussen eisen en tevredenheid. Gelijk aan het eerdere onderzoek blijkt voorts uit de analyse dat ook hier persoonskenmerken als opleiding, leeftijd en geslacht geen rol spelen in het verklaren van arbeidstevredenheid.

Van der Lippe

41

Gelet op de variabelen op functiegroepniveau blijkt dat het aantal gesprekken dat wordt gevoerd met de werknemer van belang is voor zijn of haar arbeidstevredenheid. Een HR beleid met aandacht voor functionering en begeleiding werpt in deze zin zijn vruchten af. Ook belangrijk is in welk soort cultuur werknemers verkeren. Wanneer de leidinggevende in sterke mate een gezelligheidscultuur rapporteert, blijkt dit samen te gaan met meer arbeidstevredenheid. Een prestatiecultuur heeft de invloed niet, overigens ook niet in omgekeerde zin. De structurele setting van de functiegroep blijkt ook belangrijk, hoewel van minder belang dan de overige variabelen op functiegroepniveau. Onverwacht werkt het percentage vrouwen dat werkzaam is in een functiegroep negatief uit op de arbeidstevredenheid. Hoe meer vrouwen aanwezig, des te kleiner de tevredenheid van de werknemer. Bij verdere analyses naar andere structurele indicatoren als grootte van een functiegroep en het aantal deeltijders, blijkt de structuur steeds niet erg belangrijk voor de arbeidstevredenheid van de werknemer. Verklarende kracht wordt meer gevonden in het beleid en de cultuur van de functiegroep. Tot slot blijkt de positieve werkbeleving van collega’s samen te hangen met een grotere arbeidstevredenheid van de individuele werknemer. Hoe meer werknemers binnen een functiegroep dus een positieve arbeidsbeleving rapporteren, des te meer tevreden de individuele werknemer is. De contextuele omgeving is op deze manier van groot belang. Samenvattend blijkt de hypothese op contextniveau grotendeels te worden bevestigd. Wanneer meer beleid wordt gevoerd op het terrein van functioneren en begeleiding van werknemers, wanneer een gezelligheidscultuur bestaat, en wanneer meer collega’s tevreden zijn met het werk, is de arbeidstevredenheid van de werknemer groter. Als laatste zijn interactie-effecten opgenomen tussen hulpbronnen en werkeisen aan de ene kant en contextkenmerken aan de andere kant. De vraag hierbij is of dergelijke effecten elkaar verzwakken of juist versterken. Over het algemeen lijkt er niet vaak sprake van een van beide effecten. Het is dus bijvoorbeeld niet zo dat hulp van collega’s een sterker effect heeft op de arbeidstevredenheid wanneer collega’s ook meer tevreden zijn. In een aantal gevallen blijkt er wel een effect, en daar rapporteer ik er een van. Het blijkt dat wanneer er meer functioneringsen begeleidingsgesprekken worden gevoerd het effect van uurloon minder positief is. Dat zou met andere woorden kunnen betekenen dat het uurloon er minder toe doet voor arbeidstevredenheid wanneer er meer aandacht is voor de werknemers in de vorm van gesprekken.

Conclusie Dit hoofdstuk laat zien dat arbeidstevredenheid geen individueel gegeven is, maar mede wordt gevormd door waar mensen werken. Een arbeidsomgeving die gericht is op het geven van aandacht aan werknemers blijkt positief uit te werken op de arbeidstevredenheid van individuele werknemers. Tevens kan worden gecon-

42


cludeerd dat het gedrag van collega’s zeer belangrijk is voor het functioneren van de werknemer. Bevindt de werknemer zich in een omgeving waar anderen tevreden zijn en plezier hebben in hun werk dan is de werknemer zelf ook meer tevreden. Toch moet ook worden geconcludeerd dat het individuele niveau nog altijd een zeer grote rol speelt. Arbeidstevredenheid blijkt in sterke mate af te hangen van de hulpbronnen die een werknemer krijgt om tegemoet te komen aan de eisen van het werk. Met name support van de omgeving en controle over het werk zijn uitermate belangrijk gebleken in het verklaren van arbeidstevredenheid. Wanneer een werknemer aangeeft dat veel hulp wordt geboden door collega’s en leidinggevenden dan is de werknemer zelf meer tevreden. Heeft hij of zij meer controle over het werk dan is dit ook zo. Het zelf kunnen bepalen van begin- en eindtijden, hoe de baan eruit ziet, vergroot de arbeidstevredenheid. Onverwacht blijken werkeisen eerder een tegengestelde invloed uit te oefenen. Overwerken en een grote werkdruk leiden namelijk tot meer arbeidstevredenheid. We roepen in herinnering dat de sample hoger opgeleid is. Mogelijk kennen hoger opgeleiden andere beweegredenen om over te werken als lager opgeleiden. Het is goed om te vermelden dat in de literatuur een discussie bestaat over de zin van het onderzoeken van arbeidstevredenheid (zie Achterberg, Houtman en Jetten, 2003). Volgens sommigen zeggen resultaten over arbeidstevredenheid maar weinig over feitelijke ontwikkelingen in het werk terwijl anderen arbeidstevredenheid opvatten als subjectieve maat voor de kwaliteit van arbeid. Het zou interessant zijn om in vervolgstudies ook objectieve maten te bestuderen met de voorgestelde methodiek. Door het gedrag van collega’s mee te nemen ter verklaring van het gedrag van een werknemer, zoals bijvoorbeeld ten aanzien van overwerken of telewerken, zullen we meer leren in hoeverre werknemers zich nu werkelijk laten beïnvloeden door hun omgeving. De causale relatie is in dit hoofdstuk natuurlijk een punt van discussie. Hier is aangenomen dat collega’s de tevredenheid van de werknemer vergroten, maar het zou ook zo kunnen zijn dat een tevreden werknemer de collega’s beïnvloedt. Longitudinale gegevens zijn nodig om het bestaan van causale relaties beter te kunnen toetsen.

Discussie ten aanzien van multi-actor data De analyse heeft laten zien dat het zinvol is om gegevens te verzamelen van werknemers binnen organisaties. De multilevel modellen laten zien dat de data een geneste structuur kennen. Bovendien laten dergelijke data ook toe dat wordt bekeken hoe de invloed van werknemerskenmerken varieert met de context waarin ze verkeren. Dat is een belangrijk voordeel ten opzichte van gegevens die enkel op individueel niveau zijn verzameld. Het maakt dat dit soort onderzoeksvragen meer volgens de werkelijkheid kunnen worden onderzocht: werknemers functioneren binnen een organisatie en het is goed om daar rekening mee te houden. Tevens

Van der Lippe

43

maken dergelijke data het ook mogelijk om de betrouwbaarheid van de gegevens van werknemers over organisaties na te gaan. Toch zijn ook een aantal kanttekeningen te maken bij het gebruik van dergelijke technieken. De eerste is dat multilevel data vereisen dat er voldoende eenheden op contextueel niveau aanwezig zijn. Hier is op een kunstmatige manier het aantal eenheden verhoogd door niet uit te gaan van de organisatie waartoe men behoort maar van de functiegroep. Hoewel dit ook inhoudelijk is te verdedigen blijft staan dat functiegroepen zijn geclusterd binnen organisaties. De vraag om meer eenheden is bij in ieder geval organisatie-onderzoek vaak een niet erg reële. Een bijkomend nadeel is dat variabelen op contextniveau uiterst zorgvuldig moeten worden gekozen. Dat brengt mij op het tweede punt, de dataverzameling zelf. Hoewel het in dit onderzoek uiteindelijk is gelukt om gegevens te verzamelen van 30 arbeidsorganisaties, zijn daarvoor de inspanningen zeer groot geweest. Het gaat hier niet zozeer om inspanningen in financiële zin, maar om tijdsinspanningen. Daarom zou voortdurend goed gekeken moeten worden of de probleemstelling van onderzoek het werkelijk nodig maakt dat gegevens van meerdere werknemers binnen organisaties worden verzameld. Aan te raden is om gelijk aan een panel onder huishoudens (zoals NKPS) collectief te werken aan een panel van organisaties waarbij het mogelijk is om regelmatig werknemers te ondervragen. Anders blijft de optie van Kalleberg et al. (1996) een prachtig alternatief. Via een individuele steekproef zijn gegevens van organisaties verzameld en aan deze organisaties is vervolgens een telefonische vragenlijst voorgelegd. Wel zijn in dit geval natuurlijk maar van één werknemer per organisatie gegevens beschikbaar. Daarnaast lijkt het ook de moeite waard verder te onderzoeken in hoeverre gegevens van de organisatie die zijn betrokken via individuen goed te vergelijken zijn met gegevens die zijn betrokken van de organisatie zelf.

Literatuur Achterberg, P., D. Houtman & B. Jetten (2003) ‘Arbeidstevredenheid: een aanpassingsfenomeen?’, Tijdschrift voor Arbeidsvraagstukken, 19, 214-227. Appelbaum, E., Bailey, T. Berg, P. & Kalleberg, A. (2000) Manufacturing advantage: why high-performance work systems pay off. London: Ithaca. Bakker, A.B., H. van Emmerik & M.C. Euwema. (2006) ‘Crossover of burnout and engagement in work teams’, Work and Occupations, 33, 464-489. Beham, B., S. Drobnic & R. Verwiebe (2006) Literature review. Theoretical concepts and methodological approaches of quality of life and work. Deliverable of EU project Quality, Utrecht University. Bryk, A.S. & S.W. Raudenbush. (1992) Hierarchical Linear Models: Applications and Data Analysis Methods. Newbury Park: Safe. Buunk, B. & W.B. Schaufeli (1993) Burnout: a perspective from social comparison theory. In W.B. Schaufeli, C. Maslach & T. Marek (eds). Professional burnout:

44


recent developments in theory and research (53-69). Washington, DC: Taylor & Francis. Dreu, C.K.W. de & L.R Weingart (2003) ‘�� Task versus relationship conflict, team performance, and team member satisfaction: a meta analysis’, Journal of Applied Psychology, 88, 741-749. Dulk, L. den. (2006) Quality of work for European employees: theoretical framework. Deliverable of EU project Quality, Utrecht University. Ellickson, M.C. & K. Logsdon (2002) ‘Determinants of job satisfaction of municipal government employees’, Public Personnel Management, 31, 343-358. European Foundation for the Improvement of Working and Living conditions (2005) Quality of life in Europe. Working and living in an enlarged Europe. Dublin. Glebbeek, A. &. T. van der Lippe (2004) ‘Tijdconcurrentie: een individueel of maatschappelijk probleem?’, Tijdschrift voor Arbeidsvraagstukken, 20, 8-20. Green, F. (2006) Demanding work. The paradox of job quality in the affluent economy. Princeton and Oxford: Oxford University Press. Hammer, T.H., P.O. Saksvik, K. Nytro, H. Torvatn & M. Bayazit (2004) ‘Expanding the psychological work environment: workplace norms and work-family conflict as correlates of stress and health’, Journal of Occupational Health Psychology, 9, 83-97. Hope Pelled, L., K.M. Eisenhardt & K.R. Xin. (1999) ‘Exploring the black box: an analysis of work Group diversity, conflict and performance’, Administrative Science Quarterly, 44, 1-28. Hox, J. (2002) Multilevel analysis: techniques and applications. Londen: Lawrence Erlbaum. Jones, F. & B.C. Fletcher. (1996) Job control and health. In M.J. Schabarcq, J.A.M. Winnubst & C.L. Cooper (eds). Handbook of work and health psychology (pp.3350). Chichester: Wiley. Judge, T.A., E.A. Locke, C.C. Durham & A.N. Kluger. (1998) ‘Dispositional effects on job and life satisfaction: the role of core evaluations’, Journal of Applied Psychology, 83, 17-34. Kalleberg, A.L., D. Knoke, P.V. Marsden & J.L. Spaeth. (1996) Organizations in America. Thousand Oaks: Sage. Kalmijn, M., W. Bernasco & J. Weesie (1999) Huwelijks- en samenwoonrelaties in Nederland. De organisatie van afhankelijkheid. Assen: Van Gorcum. Karasek, R. & T. Theorell (1990) Healthy work. New York: Basic Books. Kim, S. (2002) ‘Participative management and job satisfaction: lessons for management leadership’, Public Administration Review, 62, 231-241. Lippe, T. van der & A. Glebbeek (2003) Time competition survey. ICS, Utrecht University/ University of Groningen. Lippe, T. van der (2004) Emancipatiegezindheid van werkgevers. In: W. Portegijs, A. Boelens en L. Oltshoorn (eds). Emancipatiemonitor. Den Haag: SCP. Moen, P. & K. Chermack. (2005) ‘Gender disparities in health: strategic selection, careers, and cycle of control’, Journal of Gerontology, 60b (special issue II), 99-108.

Van der Lippe

45

Peper, B., A. van Doorne-Huiskes & L. den Dulk (2005) Flexible working and organisational change. Cheltenham: Edward Elgar. Saari, L.M. & T.A. Judge. (2004) ‘Employee attitudes and job satisfaction’, Human Resource Management, 43, 395-407. Schaufeli, W.B. & A. B. Bakker (2004) �� ‘Job demands, job resources, and their relationship with burnout and engagement: a multi-sample study’, Journal of Organizational Behavior, 25, 293-315. Snijders, T. & R. Bosker (1999) Multilevel analyis: an introduction to basic and advance multilevel modelling. London: Sage. Steijn, B. (2003) ‘HRM, arbeidssatisfactie en de publieke sector’, Bestuurswetenschappen, 20, 289-807.

46


Verschillen tussen ouders en kinderen in de rapportage van steun en contact1 Pearl A. Dykstra en Jornt J. Mandemakers

Gegevens over intergenerationele steun en contact in 4.055 ouder-kind dyades afkomstig van de Netherlands Kinship Panel Study zijn gebruikt om verklaringen te toetsen voor rapportageverschillen. De verklaringen richten zich op bronnen van vertekening en onnauwkeurigheid. De resultaten laten geen systematische overschatting zien van steun en contact door ouders vergeleken met kinderen, zoals voorspeld door de generationele inzet-hypothese. Rapportageverschillen blijken wel te kunnen worden toegeschreven aan vertekeningen die samenhangen met een neiging tot zelfvermeerdering, persoonlijke normen op het gebied van familiesteun, ontevredenheid over ontvangen steun en gepercipieerde relatiekwaliteit. Verder blijken laagopgeleide ouders en kinderen minder nauwkeurig te rapporteren dan hoog opgeleide.

Inleiding In toenemende mate worden de wenselijkheid en noodzaak onderkend om multiactor data te verzamelen, dat wil zeggen, gegevens van beide participanten in een relatie of van verschillende leden van een sociaal netwerk. Een methodologisch voordeel is dat het vergelijken van antwoorden van verschillende actoren een manier is om de betrouwbaarheid en validiteit van verzamelde gegevens te testen. Verder is het vanuit methodologisch oogpunt verstandig om gegevens over participanten in dyades en netwerken bij betrokkenen zelf te verzamelen; zij zijn immers het meest deskundig. Multi-actor gegevens kunnen ook inhoudelijke informatie opleveren. Een discrepantie in antwoorden duidt mogelijk op conflicten of op eenzijdige afhankelijkheid binnen relaties. Tussen methodologische en inhoudelijke bestuderingen van discrepanties bestaat een zekere spanning. Methodologen zijn over het algemeen sterker geneigd om discrepanties als ruis of als fouten te beschouwen. Relatieonderzoekers daarentegen, zijn sterker geneigd om te achterhalen wat discrepanties zeggen over de personen zelf of over de kwaliteit van hun relatie. 1 Deze bijdrage is gebaseerd op de master thesis van de tweede auteur van het Sociology and Social Research (SaSR) programma van de Universiteit Utrecht, welke geschreven is tijdens een stage bij het Nederlands Interdisciplinair Demografisch Instituut (NIDI). Bij de analyses is gebruik gemaakt van gegevens van de Netherlands Kinship Panel Study (NKPS). Financiering voor de NKPS is afkomstig van het Fonds Investeringen Groot van de Nederlandse Organisatie voor Wetenschappelijk Onderzoek (NWO), het Nederlands Interdisciplinair Demografisch Instituut (NIDI), de Universiteit Utrecht, de Universiteit van Amsterdam en de Universiteit Tilburg. De auteurs hebben dankbaar gebruik gemaakt van de door Catrin Finkenauer gemaakte opmerkingen, toen zij als referent optrad tijdens het multi-actor symposium in Tilburg.

Dykstra en Mandemakers

47

De multi-actor data waarvan in de onderhavige studie gebruik wordt gemaakt, zijn afkomstig van ouders en volwassen kinderen. Het betreft rapportages van intergenerationele steun en contact. Uit eerder onderzoek is naar voren gekomen dat ouders en kinderen regelmatig verschillend rapporteren over hoe vaak ze elkaar zien, hoeveel steun ze uitwisselen, enzovoort (Aquilino, 1999; Bond en Harvey, 1991; Giarusso, Stallings en Bengtson, 1995; Jessop, 1981; 1982; Klein Ikkink, Van Tilburg en Knipscheer, 1999; Rossi en Rossi, 1990; Shapiro, 2004; Tein, Roosa en Michaels, 1994). Helaas ontbreekt echter een goed inzicht in de redenen waarom ouders en kinderen verschillend rapporteren over hun relatie. Vandaar dat we ons in deze bijdrage niet alleen richten op het vaststellen van mogelijke systematische verschillen in de rapportages van ouders en kinderen, maar ook op de verklaring daarvan. De hypothesen die we formuleren zijn afkomstig van de literatuur over (a) ouder-kind rapportageverschillen, (b) rapportageverschillen in andere hechte relaties en (c) methodologische valkuilen in surveyonderzoek. We maken gebruik van rapportages over concreet gedrag van intergenerationele steun en contact (emotionele en instrumentele ondersteuning en frequentie van contact) van gekoppelde ouders en hun uitwonende kinderen uit de Netherlands Kinship Panel Study (NKPS). De NKPS is een grote representatieve multiactordataset met informatie over 8.161 respondenten en hun families in Nederland (Dykstra, Kalmijn, Komter, Knijn, Liefbroer en Mulder, 2005).

Theoretisch model Het uitgangspunt van het theoretische model is dat rapportageverschillen enerzijds kunnen worden toegeschreven aan vertekeningen en anderzijds aan onnauwkeurigheden. Vertekenen houdt in dat bepaalde zaken worden over- dan wel ondergerapporteerd: ze worden positiever dan wel negatiever voorgesteld dan ze in werkelijkheid zijn. Onnauwkeurig rapporteren houdt in dat fouten worden gemaakt omdat kennis ontbreekt of vanwege gebrek aan motivatie om goed antwoord te geven. Elke rapportage bestaat uit de onzichtbare realiteit van wat er concreet gebeurt, plus een mogelijke systematische positieve of negatieve vertekening, plus een willekeurige fout van variërende omvang, veroorzaakt door onnauwkeurigheid. Systematische vertekeningen beïnvloeden de omvang en richting van discrepanties, terwijl onnauwkeurigheid uitsluitend de omvang van discrepanties beïnvloedt. Statistisch gezien vergroten of verkleinen systematische vertekeningen het gemiddelde van individuele rapportages, en onnauwkeurigheid vergroot de variantie van individuele rapportages. Vertekeningen en onnauwkeurigheden kunnen zich op verschillende momenten in het responsproces voordoen (Burton en Blair, 1991; Draisma, 2000; Tourangeau, Rips, en Rasinski, 2000). Onder ‘responsproces’ verstaat men de stappen gelegen tussen de ervaring van een respondent en de rapportage daarover via voorgestructureerde antwoordcategorieën. Ten eerste kunnen er vertekeningen en onnauwkeurigheden in rapportage ontstaan doordat de perceptie van ouder en/of

48

Verschillen tussen ouders en kinderen

kind afwijkt van de realiteit. De kennis van respondenten over gedragingen in een relatie in het verleden en de manier waarop zij informatie verwerken, kunnen van invloed zijn op de mate waarin hun perceptie overeenkomt met de realiteit. Ten tweede kunnen vertekeningen en onnauwkeurigheden veroorzaakt worden door het al of niet correct meten van percepties van ouders en kinderen. Respondenten verschillen in bereidheid en vaardigheid in het interpreteren en beantwoorden van enquêtevragen. De omvang van vertekeningen en onnauwkeurigheden kan verschillen tussen respondenten: voor de een zal deze relatief klein zijn, voor de ander groot. De hypothesen zijn geformuleerd in termen van ‘overof onderrapporteren’ door respondenten, wanneer het om mogelijke systematische vertekeningen gaat. Strikt genomen weten we niets over de ‘ware’ mate van ondersteuning en contact tussen ouder en kind. We hebben immers geen objectieve, onafhankelijke metingen van wat er zich in de ouder-kindrelaties uit de NKPS voordoet. De termen over- en onderrapporteren worden daarom alleen ten opzichte van de rapportage van de ander gebruikt. Discrepanties in rapportages van intergenerationele steun kunnen het gevolg zijn van overof onderrapporteren van de ouder, en/of overof onderrapporteren van het kind. We kunnen niet met zekerheid zeggen of de verantwoordelijkheid voor waargenomen discrepanties tussen de rapportages bij de ouder, bij het kind of bij beiden ligt. Het enige wat we kunnen doen is factoren bestuderen die correleren met waargenomen discrepanties. De hypothesen aangaande de onnauwkeurigheid van respondenten hebben geen last van deze beperkingen.

Hypothesen over vertekeningen Generationele inzet. De eerste hypothese betreft een algemeen rapportageverschil tussen ouders en kinderen en is gebaseerd op de gedachte van differentiële generationele inzet (generational stake), zoals eerst geformuleerd door Bengtson en Kuypers (1971). Volgens deze auteurs zouden ouders, omdat zij generationele continuïteit nastreven, een groter belang hebben bij hechte intergenerationele banden dan kinderen. De laatsten streven immers naar onafhankelijkheid en zouden eerder geneigd zijn zich van hun ouders af te zetten. De grotere generationele inzet van ouders zou zich vertalen in meer positieve omschrijvingen van de ouder-kind relatie in vergelijking met die van hun kinderen. Rapportageverschillen consistent met de generationele inzet-hypothese zijn gevonden voor affectie (Aquilino 1999; Bond en Harvey, 1991; Tein, e.a., 1994; Shapiro, 2004). Voor steunuitwisselingen en contactfrequentie zijn de resultaten wisselend (Klein Ikkink e.a., 1999; Shapiro, 2004). Onze eerste hypothese luidt: ouders overrapporteren gegeven en ontvangen steun en contact vergeleken met kinderen (H1). Zelfvermeerdering. Psychologen hebben herhaaldelijk een aantal kernmotieven geïdentificeerd die aan sociaal gedrag ten grondslag liggen, waarvan zelfvermeerdering (self enhancement) er één is (Fiske, 2004; Stevens en Fiske, 1995).


49

Zelfvermeerdering is de neiging eigen gedragingen en vaardigheden positiever te beoordelen dan die van anderen. Zelfbehoud zou hieraan ten grondslag liggen. Toegepast op steunuitwisselingen leidt zelfvermeerdering tot de volgende hypothese: ouders en kinderen overrapporteren gegeven steun en onderrapporteren ontvangen steun (H2). Het patroon van resultaten dat uit eerder onderzoek naar voren komt is in overeenstemming met deze hypothese (Marsden, 1990). Het mechanisme van zelfvermeerdering is niet relevant voor mogelijke verschillen in de rapportage van contactfrequentie. Familienormen. Hoewel de sociale norm dat familieleden elkaar moeten helpen sterk is (Klein Ikkink e.a., 1999), verschillen mensen in de mate waarin zij deze norm onderschrijven (Gans en Silverstein, 2006; Liefbroer en Mulder, 2006; Rossi en Rossi, 1990). Wij gaan ervan uit dat degenen die sterker van oordeel zijn dat familieleden voor elkaar klaar moeten staan, eerder geneigd zijn om de uitwisselingen binnen hun families positiever voor te stellen dan ze in werkelijkheid zijn. Aanwijzingen dat rapportagevertekeningen beïnvloed worden door persoonlijke normen, komen uit onderzoek naar de verdeling van huishoudelijke taken (Kamo, 2000; Press en Townsley, 1998). Mannen die zeggen geëmancipeerde waarden aangaande de verdeling van huishoudelijke taken aan te hangen, overrapporteren hun bijdrage. De voorgaande redenering leidt tot de derde hypothese: ouders en kinderen die sterkere familienormen hebben, overrapporteren gegeven en ontvangen steun in vergelijking met degenen die minder sterke familienormen hebben (H3). Ontevredenheid met steun. Mensen kunnen ontevreden zijn met de hoeveelheid steun die zij ontvangen van hun familie, omdat soms zelfs goedbedoelde pogingen om te helpen averechts werken (Uchino, 2004), of omdat meer steun wordt gewenst of verwacht dan wordt ontvangen. Onze veronderstelling is dat ontevredenheid met de mate van steun kan leiden tot het onderrapporteren van ontvangen steun. Onderrapporteren is mogelijk een manier om gevoelens van verbolgenheid te uiten (Klein Ikkink e.a., 1999). Onderrapporteren kan ook een manier zijn om de cognitieve dissonantie (Festinger, 1957) te reduceren die is ontstaan, omdat de daadwerkelijk ontvangen steun achterblijft bij de verwachte steun. Een indicatie voor een relatie tussen ontevredenheid, in de vorm van niet uitgekomen verwachtingen, en rapportageverschillen komt uit een studie van Corriel en Cohen (1995) onder studenten met stress. Tussen de studenten en hun ondersteuners was er meer overeenkomst in de rapportages van sociale steun wanneer de verwachtingen van de studenten over te ontvangen steun uitkwamen. Onze vierde hypothese luidt daarom als volgt: Ouders en kinderen die ontevreden zijn met de mate van steun, onderrapporteren ontvangen steun (H4). Deze hypothese voorspelt alleen een verband tussen ontevredenheid en ontvangen steun, niet voor gegeven steun en contactfrequentie. Relatiekwaliteit (a). Mensen hebben de neiging om hun hechte relaties in een te rooskleurig licht te zien (Gagné en Lydon, 2004). De gedachte is dat mensen zulke

50


percepties koesteren, omdat het voor het zelfvertrouwen goed is om een positief beeld van een hechte relatie te hebben. Ouders en kinderen die een goede relatie denken te hebben, kunnen daarom eerder geneigd zijn steun en contact te overrapporteren. Onze vijfde hypothese is als volgt: Ouders en kinderen die een hogere gepercipieerde relatiekwaliteit melden, overrapporteren gegeven en ontvangen steun en contact (H5).

Hypothesen over onnauwkeurigheid Relatiekwaliteit (b). Mensen met een kwalitatief goede relatie weten meer over elkaar en over hun relatie dan degenen met een slechte relatie (Coriell en Cohen, 1995). Meer kennis van ouders en kinderen over elkaar geeft een grotere kans op nauwkeurigheid van rapportage. Individuen die nader tot elkaar staan, nemen een prominentere plek in elkaars gedachten in (Gagné en Lydon, 2004). Over het algemeen zijn mensen nauwkeuriger over zaken die voor hen belangrijk zijn (Jessop, 1982). Zulke zaken vallen op, worden beter onthouden, zijn gemakkelijker weer voor de geest te halen en worden om die redenen waarschijnlijk beter gerapporteerd. De twee geschetste mechanismen van meer kennis over en een groter belang van betere relaties verklaart wellicht waarom onderzoek meer overeenkomsten in rapportages over sociale steun bij meer hechte relaties vindt (Antonucci en Israel, 1986; Coriell en Cohen, 1995; Pescosolido en Wright, 2004). Onze zesde hypothese luidt: Ouders en kinderen die een hogere relatiekwaliteit rapporteren, zijn nauwkeuriger in het rapporteren van gegeven en ontvangen steun en contact (H6). Cognitieve vaardigheid. Onderzoek laat zien dat mensen met lagere cognitieve vaardigheden meer moeite hebben om accuraat antwoord te geven op enquêtevragen dan mensen met meer cognitieve vaardigheden (Knäuper, Belli, Hill en Regula Herzog, 1997). Net als in de studie van Knäuper en anderen (1997) gebruiken wij het hoogst behaalde opleidingsniveau als een proxy voor de cognitieve vaardigheid van respondenten. Onze zevende hypothese is: Hoger opgeleide ouders en kinderen rapporteren nauwkeuriger over de hoeveelheid steun en contact dan lager opgeleide (H7). Onderzoeksopzet Data De analyses zijn gebaseerd op gegevens uit de eerste golf (2002-2004) van de Netherlands Kinship Panel Study (NKPS) (Dykstra e.a., 2005). De NKPS bevat informatie over 8.161 hoofdrespondenten, in de leeftijdsgroep 18-79, en hun familieleden. De NKPS stelde de hoofdrespondenten, vanaf hier ‘ankers’ genoemd, en enkele willekeurig geselecteerde kinderen, broers, zussen, ouders en vrienden identieke vragen over hun relatie, familieomstandigheden en de mate van steun en


51

contact. De ankers vormen een willekeurige steekproef van mensen in particuliere huishoudens in Nederland. Voor het onderzoek is gebruikgemaakt van het adressenbestand van Cendris (een dochteronderneming van TNT Post). De totale respons van de ankers bedraagt 45 procent; dit is vergelijkbaar met andere familie-enquêtes in Nederland (Dykstra e.a., 2005). Mannen, alleenstaande vrouwen, jongeren en volwassen thuiswonende kinderen zijn ondervertegenwoordigd in het hoofdbestand van de NKPS. Ankers met thuiswonende kinderen zijn oververtegenwoordigd. Door middel van computerondersteunde interviews werd gedetailleerde informatie vergaard over de relatie van het anker met onder anderen diens ouders en maximaal twee willekeurig geselecteerde kinderen ouder dan 15 jaar. In de loop van het interview werd aan de ankers toestemming gevraagd om onder anderen één ouder (willekeurig geselecteerd indien beiden nog in leven waren, anders de overblijvende ouder) en de twee eerder geselecteerde kinderen te benaderen met een zelf-invulvragenlijst. Indien het anker toestemming gaf, werden de vragenlijsten met de post opgestuurd of bij het anker achtergelaten in het geval van huisgenoten. Na het interview werd aan de ankers gevraagd om ook zelf een schriftelijke vragenlijst in te vullen. Metingen voor een aantal van de onafhankelijke variabelen zijn middels de schriftelijke vragenlijst verkregen. De respons voor de schriftelijke ankervragenlijsten was 92 procent. De analyses in dit artikel zijn beperkt tot ouders en kinderen die niet hetzelfde huishouden delen. We hebben hiervoor gekozen omdat steun en contact tussen mensen die samenleven sterk afwijken van mensen die niet samenleven. Van de in totaal 8.161 ankers hadden 6.805 een of meer uitwonende ouders en kinderen. De respons op de zelf-invulvragenlijst onder de uitwonende ouders was 41,2 procent en onder de kinderen 47,2 procent. Weigering door de ankers om toestemming te geven een familielid te benaderen was een belangrijkere reden voor non-respons dan het terugsturen van de vragenlijst door het betreffende familielid. De analyses zijn gebaseerd op data van ouders en kinderen die aan elkaar zijn gekoppeld. De volgende criteria zijn gebruikt om de correctheid van de koppeling te controleren. Ten eerste moest het familielid voor wie de schriftelijke vragenlijst bedoeld was ook daadwerkelijk de vragenlijst hebben ingevuld. Ten tweede moesten de ingevulde leeftijd (rekening houdend met een marge van +5 en -5 jaar) en het geslacht van het familielid overeenkomen met die gegevens zoals ze tijdens het interview door het anker waren opgegeven. Drie procent van de geselecteerde ouder-kindrelaties voldeed niet aan deze criteria en werd daarom uitgesloten van verdere analyse. In de uiteindelijke analyses zijn 4.055 dyades van 3.290 ankers betrokken: in 1800 dyades is het anker het kind en in 2255 is het anker de ouder. Nadere details over de non-respons bij familieleden is te vinden in Mandemakers en Dykstra (2007).

52


De selectiviteit van de respons van ouders en kinderen is onderzocht in multivariate analyses. De respons voor familierelaties waarvan ankers zeggen dat de kwaliteit niet zo hoog is. De frequentie van contact zoals gerapporteerd door ankers vertoont geen samenhang met de respons. Vaders en zonen zijn minder geneigd te reageren; dat geldt ook voor oudere familieleden. De respons is hoger voor familieleden van hoger opgeleide ankers. Datzelfde geldt voor hoger opgeleide familieleden en voor familieleden die in verstedelijkter gebied wonen. Interessant is dat familieleden die verder weg maar wel binnen Nederland wonen een hogere respons hebben.

Afhankelijke variabelen De afhankelijke variabelen zijn geconstrueerd door het verschil in antwoorden aangaande steun en contact van ouders en kinderen te gebruiken. De gegevens van het anker zijn afkomstig van het persoonlijk interview; die van het familielid zijn afkomstig van de zelf-invulvragenlijst. We beperken ons in deze bijdrage tot twee vormen van steun, namelijk advies en praktische hulp (Zie Mandemakers en Dykstra, 2007, voor analyses van een omvangrijker aantal relatiekenmerken). De betreffende vragen voor ontvangen steun zijn: ‘Hebt u van [familielid] de afgelopen drie maanden wel eens hulp gekregen bij praktische zaken, zoals klusjes doen in huis, dingen lenen, ergens heen brengen, of spullen vervoeren?’en ‘Hebt u in de afgelopen drie maanden van [familielid] wel eens goede raad of advies gekregen?’. In vergelijkbare bewoordingen werd geïnformeerd naar gegeven steun. De antwoordcategorieën zijn 0 = niet, 1 = een enkele keer en 2 = meerdere keren. Daarnaast bestuderen we de frequentie van persoonlijk contact die is vastgesteld aan de hand van de vraag: ‘Hoe vaak hebt u [familielid] in de afgelopen twaalf maanden gezien?’. De antwoordcategorieën lopen van 0 = nooit tot 6 = dagelijks. De verschilscores voor elk van de steunen contactitems zijn berekend vanuit het perspectief van de ouder (die dus of het anker of de ouder van het anker is). We hebben telkens het antwoord van het kind afgetrokken van het antwoord van de ouder. Bij steun zijn de vragen over geven door de ouder gekoppeld aan ontvangen door het kind en vice versa. Een positief verschil betekent dat de ouder meer (ontvangen dan wel gegeven) steun rapporteert dan het kind; een negatief verschil betekent dat het kind meer steun rapporteert. Voor de steunitems lopen de verschilscores van -2 tot 2, voor de frequentie van contact van -6 tot 6. Hierbij moet opgemerkt worden dat deze verschilscores berekend zijn voor de antwoordcategorieën zoals die aan de respondenten zijn voorgelegd. Een verschil in antwoord voor de steunvragen van ‘niet’ en ‘een enkele keer’ is in deze analyse dus gelijk aan het verschil tussen ‘een enkele keer’ en ‘meerdere keren’. Voor de frequentie van contact is een discrepantie tussen ‘dagelijks’ en ‘eenmaal per week’ even groot als tussen ‘eenmaal per week’ en ‘eenmaal per maand’. We kiezen voor deze procedure omdat we zo dicht mogelijk willen blijven bij de antwoorden zoals gegeven door de respondenten.


53

Onafhankelijke variabelen De volgende onafhankelijke variabelen zijn geconstrueerd met informatie van het anker en de familieleden verkregen uit de zelf-invulvragenlijsten. Als de ouder danwel het kind een anker is dan komt informatie over het opleidingsniveau uit het persoonlijke interview. Familienormen. Een schaal van zeven Likert-achtige items is gehanteerd om familienormen te meten. De items zijn: ‘Ouders horen hun volwassen kinderen te ondersteunen als die dat nodig hebben’; ‘Ouders horen hun kinderen financieel bij te staan als die dat nodig hebben’, ‘Ouders horen hun volwassen kinderen onderdak te geven als die dat nodig hebben’, ‘Kinderen zouden voor hun zieke ouders moeten zorgen’; ‘Als ouders bejaard zijn, moeten ze bij hun kinderen kunnen inwonen’; ‘Kinderen die dichtbij hun ouders wonen zouden minstens één keer per week op bezoek moeten gaan’ en ‘Kinderen zouden onbetaald verlof moeten opnemen om voor hun zieke ouders te zorgen’. De antwoordcategorieën variëren van 1 = helemaal mee oneens tot 5 = helemaal mee eens. Cronbachs alfa van deze schaal voor de ouders is 0,72 en voor de kinderen 0,79, hetgeen op een redelijke tot goede interne consistentie wijst. De schaal loopt van 1 tot 5; een hogere score betekent dat men sterker van oordeel is dat familieleden voor elkaar klaar moeten staan. Ontevredenheid. Een schaal met twee Likert-achtige items meet in hoeverre ouder en kind tevreden zijn met de ondersteuning in de familie. De antwoordcategorieën variëren van 1 = helemaal mee oneens tot 5 = helemaal mee eens. De items zijn: ‘Ik vind dat ik meer steun zou moeten krijgen van mijn familie dan ik nu krijg’ en ‘Ik krijg voldoende hulp en advies van mijn familie’ (omgekeerd gecodeerd). Cronbachs alfa van deze schaal voor de ouders is 0,61 en voor de kinderen 0,68, hetgeen op een redelijke interne consistentie wijst. Deze schaal loopt van 1 tot 5; een hogere score duidt op een sterker gevoel van ontevredenheid. Relatiekwaliteit. Aan ouders en kinderen is gevraagd: Hoe zou u uw relatie met [kind/ouder] omschrijven? Antwoordcategorieën variëren van 1 = niet zo goed tot 4 = heel goed. Behaald opleidingsniveau. Het hoogst behaalde opleidingsniveau is gebruikt als een proxy voor de cognitieve vaardigheden van de respondenten. De originele variabele is gehercodeerd in vier categorieën: 1 = basisschool of lager, 2 = vmbo/ mavo, 3 = havo/vwo/mbo, tot 4 = hbo/universiteit of hoger. Controlevariabelen Twee variabelen zijn meegenomen om te controleren voor mogelijke methodische artefacten. De eerste is het aantal maanden dat is verstreken tussen het persoonlijk interview van het anker en de datum waarop de ouder-/ kindvragenlijsten binnen zijn gekomen. Deze tijdsduur controleert voor discrepanties die het resultaat zijn van het feit dat anker en ouder/kind over verschillende tijdsvakken rapporteren. De tijdsduur is gebruikt als controle bij de betrouwbaarheid van de antwoorden, aangezien een langere tussenliggende periode waarschijnlijk de variantie vergroot.

54


Aanvullend is een dummyvariabele toegevoegd die aangeeft of de ouder het anker is. Deze dummy controleert voor een mogelijke methode van dataverzamelingseffect (De Leeuw, 2005), aangezien ankers een persoonlijk interview kregen en familieleden een schriftelijke vragenlijst invulden. Daarnaast is gecontroleerd voor een aantal achtergrondkenmerken. Ten eerste is rekening gehouden met de leeftijd en het geslacht van de ouder (1 = vader) en kind (1 = zoon). Ook is een dummyvariabele meegenomen die aangeeft of ouder en kind van hetzelfde geslacht zijn (1 = zelfde geslacht). Deze variabelen zijn in de analyses betrokken omdat uit eerder onderzoek naar voren is gekomen dat leeftijd en geslacht samenhangen met rapportageverschillen (Rossi en Rossi, 1990; Shapiro, 2004). Daarnaast bleken, zoals hiervoor is beschreven, leeftijd en geslacht gerelateerd te zijn aan de kans dat familieleden de zelfinvulvragenlijst terugstuurden. Tabel 1 toont beschrijvende kenmerken van de onafhankelijke en controlevariabelen voor de ouders en de kinderen. Tabel 1. Beschrijvende kenmerken van de onafhankelijke en controlevariabelen

Familienormen Ontevredenheid Relatiekwaliteit Opleidingsniveau Leeftijd Man (1 = ja) Zelfde geslacht (1 = ja) Tijdsduur (maanden) Ouder = anker (1 = ja) N dyades in SUE analyse N ankers in SUE analyse

M 3,08 2,25 3,63 2,49 63,54 0,39

Ouder SD Bereik 0,59 1-55 0,78 1-55 0,55 1-45 1,03 1-45 9,58 34-95 0-15

M 2,99 2,02 3,36 3,24 35,08 0,40

Kind SD 0,58 0,71 0,73 0,77 8,70

Bereik 1-55 1-55 1-45 1-45 14-70 0-15

M

0,53 0,56 0,60

Dyade SD Bereik

0,50

0-10,7 0-20,7 0-10,7

4.055 3.290

Bron: Netherlands Kinship Panel Study, 2002-2004.

Analytische procedure We bekijken algemene patronen aan de hand van het percentage ouder-kinddyades met overeenkomende rapporten. Deze resultaten zijn lastig te interpreteren omdat er geen goede standaard is voor de mate van overeenkomst van de antwoorden (Glass en Polisar, 1987). Statistische toetsen geven aan in hoeverre antwoorden numeriek gelijk zijn (dat wil zeggen of het verschil nul is), maar niet in hoeverre antwoorden inhoudelijk overeenkomen. Bovendien wordt de absolute grootte van verschilscores beïnvloed door de variatie in de antwoorden en door het aantal antwoordcategorieën. Een geschikte standaard voor de overeenkomst van gekoppelde ouder-kindgegevens is welke mate van overeenkomst er zou zijn


55

als de data van ouders en kinderen willekeurig aan elkaar gekoppeld zouden zijn (Glass en Polisar, 1987). Om dit na te bootsen berekenen we de percentages van overeenkomst voor willekeurig gekoppelde ouders en kinderen. Deze procedure herhalen we honderd maal en daarvan nemen we het gemiddelde als basis voor een vergelijking van de overeenkomst in de antwoorden tussen ouders en kinderen. De modellen ter verklaring van rapportageverschillen schatten we in twee stappen. Eerst schatten we aparte regressiemodellen voor elk van de ouder-kindverschilscores van intergenerationele steun en contact (zoals eerder beschreven, vormen de hier gepresenteerde resultaten een deel van de meer omvattende analyses die in Mandemakers en Dykstra 2007 worden beschreven). In normale regressiemodellen (OLS) wordt het gemiddelde van een afhankelijke variabele geschat. Wij zijn echter geïnteresseerd in het modelleren van het gemiddelde van de vertekening én in de spreiding rond de gemiddelde verschilscores (de betrouwbaarheid). We maken daarom gebruik van zogenaamde heteroskedastische regressie (StataCorp, 2005a). Deze biedt de mogelijkheid om ook de spreiding (variantie) te modelleren. Deze regressies bestaan uit parameters voor de invloed op het gemiddelde en voor de invloed op de variantie. De onafhankelijke variabelen, waarvan de hypothese is dat ze de systematische vertekening beïnvloeden, worden aan het gemiddeldendeel van de modellen toegevoegd, de hypothesen over de onnauwkeurigheid aan het variantiedeel. De controlevariabelen worden zowel aan het gemiddelden- als aan het variantiedeel toegevoegd. Opleidingsniveau heeft volgens de hypothese een effect op de variantie van de verschilscores, maar zal ook toegevoegd worden aan het gemiddeldendeel als een controlevariabele, aangezien het gerelateerd is aan de respons van de familieleden. In de tweede stap worden de resultaten van de regressieanalyses gecombineerd. Dit is nodig aangezien de afhankelijke variabelen sterk met elkaar samenhangen en zij deels hetzelfde meten, namelijk de mate van overeenstemming tussen ouder en kind over hun relatie. De statistische techniek die zich voor dit doel leent is Seemingly Unrelated Estimation (SUE). SUE is ook toepasbaar op andere modellen dan normale regressiemodellen (OLS), zoals de hier gebruikte heteroskedastische regressiemodellen. SUE houdt rekening met de onderlinge samenhang van de afhankelijke variabelen in de aparte regressiemodellen en berekent de modellen opnieuw alsof ze simultaan geschat worden. SUE voegt aan de analyse informatie over de samenhang tussen de afhankelijke variabelen toe door gebruik te maken van de (co)variantiestructuur. De door SUE geproduceerde coëfficiënten zijn gelijk aan die van de heteroskedastische regressiemodellen. SUE past slechts de standaardfouten aan. De in dit artikel gepresenteerde resultaten zijn de resultaten van de SUE. De standaardfouten van SUE zijn gebaseerd op de sandwich/robuuste (co)variantie-structuurtechniek (StataCorp, 2005b). Met SUE kan bekeken worden of het effect van een verklarende variabele verschilt voor de verschillende steunen contactvariabelen. Met de Waldtoets zal gekeken worden of een varia-

56


bele niet toevallig significant is voor een van de regressiemodellen. Deze toetst of alle coëfficiënten van een verklarende variabele voor de verschillende afhankelijke variabelen significant van nul afwijken om zo de robuustheid te testen (zie Mandemakers en Dykstra, 2007, voor details). De standaardfouten zijn gecorrigeerd voor clustering van ouder-kinddyades in ankers. Ontbrekende waarden bij de onafhankelijke en controlevariabelen zijn vervangen door het gemiddelde. Analyses met en zonder deze aanpassing verschilden niet substantieel. Resultaten van deze analyses zijn verkrijgbaar op verzoek. Overigens was het aantal respondenten met ontbrekende waarden zeer beperkt.

Resultaten Algemene patronen rapportageverschillen Het bovenste deel van tabel 2 toont de algemene patronen van verschillen in rapportages tussen ouders en kinderen. Het percentage dyades met overeenkomende rapporten ligt tussen de 45 en 60 procent. Zoals eerder besproken bestaat er geen duidelijke standaard voor overeenkomst in rapportage (Glass en Polisar, 1987). Daarom vergelijken we verschillen in rapporten van de ouders en kinderen binnen dezelfde familie met die van willekeurig aan elkaar gekoppelde ouders en kinderen (die dus geen familie van elkaar zijn). In de tabel is te zien, zoals mag worden verwacht, dat voor alle items de overeenkomst groter is voor ouders en kinderen binnen dezelfde familie dan voor willekeurig aan elkaar gekoppelde ouders en kinderen. Toch zijn er verschillen afhankelijk van het item. Bij rapportages van contactfrequentie zijn de verschillen tussen de familiedyades en de willekeurige dyades groter dan bij rapportages van steun; het grotere aantal antwoordcategorieën voor de contactvraag speelt hier ongetwijfeld een rol. Daarnaast zien we dat de verschillen tussen familiedyades en willekeurige dyades voor adviesitems kleiner zijn dan voor de praktische hulpitems. Tabel 2. Overeenstemming in ouder-kind rapportages van steun en contact in familie en willekeurige dyades Gegeven door ouders Ontvangen door ouders Frequentie contact Advies Praktische hulp Advies Praktische hulp % overeenstemming: Familie dyades 46,6 53,5 43,9 49,6 61,4 Willekeurige dyades 36,4 37,2 36,7 36,9 26,1 Familie dyades: % ouder overrapporteert % ouder onderrapporteert

28,1 25,2

21,8 24,7

24,8 31,4

19,2 31,2

21,6 17,0

N dyades

3732

3797

3715

3893

4026

Bron: Netherlands Kinship Panel Study, 2002-2004.


57

Het onderste deel van tabel 2 geeft informatie over de richting van de rapportageverschillen. Onder ouders is er vaker een overrapportage van gegeven advies dan een onderrapportage, terwijl er voor ontvangen advies en praktische hulp vaker een onderrapportage is dan een overrapportage. Een onderrapportage onder ouders is, gegeven de wijze waarop de verschillende variabelen zijn berekend, tevens een overrapportage door kinderen. Het lijkt er aldus op dat zowel ouders als kinderen de steun die zij geven overrapporteren en de steun die zij ontvangen onderrapporteren. Praktische hulp gegeven door ouders vormt een uitzondering op dit patroon: hier zien we onder ouders vaker een onderrapportage dan een overrapportage. Tot slot toont tabel 2 dat ouders de frequentie van persoonlijk contact overrapporteren.

Determinanten van rapportageverschillen De resultaten van de Seemingly Unrelated Estimation van de vijf steunen contactitems, zoals gepresenteerd in tabel 3, geven inzicht in de determinanten van rapportageverschillen. Het gemiddelde van de verschilscores en de variantie zijn gemodelleerd. Coëfficiënten in het bovenste deel van tabel 3 tonen de effecten op het gemiddelde van de verschilscores en stellen dus mogelijke vertekeningen voor. De tekens in de H-kolommen geven de richting van de voorspelde effecten weer. Wij interpreteren de richting van de coëfficiënten op de volgende wijze: een positieve coëfficiënt betekent dat de ouder steun/contact overrapporteert vergeleken met de rapportage van het kind; een negatieve coëfficiënt betekent dat de ouder onderrapporteert. Zoals hiervoor is aangegeven, kan het overrapporteren door de ouder het resultaat zijn van onderrapporteren door het kind en vice versa. Effecten op de variantie stellen effecten op de nauwkeurigheid van rapportage voor (zie de coëfficiënten in het onderste deel van tabel 3 hierna). Een positieve coëfficiënt betekent een hogere variantie en dus meer onnauwkeurigheid. De generationele inzet-hypothese voorspelt een positief verschil tussen de rapportage van ouder en kind voor alle items (i.e. ouders overrapporteren/ kinderen onderrapporteren), terwijl de zelfvermeerderingshypothese een positief verschil voorspelt voor door ouders gegeven steun en een negatief verschil voor door ouders ontvangen steun. In tabel 3 zijn de gemiddelde voorspelde verschilscores gecontroleerd voor mogelijke oorzaken van vertekeningen en onnauwkeurigheden van ouders en kinderen. Deze gemiddelden zijn hetzelfde als de constante, wanneer alle variabelen gestandaardiseerd zouden zijn. Zoals de gemiddeld voorspelde verschillen laten zien, overrapporteren ouders gegeven advies en de frequentie van contact. Gegeven praktische hulp en ontvangen advies worden door ouders ondergerapporteerd. De ongecontroleerde verschilscores uit tabel 2 lieten hetzelfde patroon zien. Over het geheel genomen zijn de resultaten voor de steunitems sterker in overeenstemming met de zelfvermeerderings-hypothese dan met de generationele-inzet hypothese. De overrapportage van de frequentie van contact is in overeenstemming met de generationele inzet-hypothese. Hierbij moet worden

58


Tabel 3. Seemingly Unrelated Estimates van heteroskedastische regressies van ouder-kindrapportage verschillen voor vijf steunen contactitems. Ongestandaardiseerde coëfficiënten en standaardfouten gecorrigeerd voor clustering van ouder-kindrelaties in families Effecten op het gemiddelde Hb

Gegeven door ouder Advies Praktische hulp

H

Ontvangen door ouder Advies Praktische hulp

Frequentie contact H

Gemiddeld voorspeld verschila

?

0,042***

-0,034***

+

-0,074***

-0,138***

+

0,053***

Ouder Familienormen Ontevredenheid Relatiekwaliteit

+ ? +

0,088*** 0,018*** 0,101***

0,079*** 0,026*** 0,062***

+ – +

0,071*** -0,046*** 0,154***

0,079*** -0,021*** 0,048***

+ ? +

0,042*** -0,004*** 0,106***

Kind Familienormen Ontevredenheid Relatiekwaliteit

– + –

-0,032*** 0,062*** -0,246***

-0,014*** -0,006*** -0,097***

– ? –

-0,024*** 0,014*** -0,104***

-0,024*** -0,016*** -0,069***

– ? –

-0,027*** 0,005*** -0,082***

? ? ? ? ? ? ? ? ?

-0,001*** 0,123*** -0,042*** 0,051*** -0,010*** -0,004*** 0,004*** 0,016*** -0,007*** 0,201***

0,003*** -0,149*** -0,033*** 0,033*** -0,046*** -0,005*** 0,007*** 0,036*** 0,020*** -0,190***

? ? ? ? ? ? ? ? ?

-0,006*** 0,015*** 0,022*** -0,026*** -0,009*** 0,000*** 0,003*** 0,007*** 0,020*** -0,517***

0,000*** -0,217*** 0,015*** 0,055*** -0,074*** -0,007*** 0,003*** 0,001*** -0,008*** 0,320***

? ? ? ? ? ? ? ? ?

0,000*** 0,239*** 0,036*** 0,020*** 0,032*** -0,003*** 0,001*** 0,005*** 0,012*** -0,170***

Ouder Relatiekwaliteit Opleiding

– –

0,048*** 0,025***

0,038*** -0,020***

– –

0,041*** -0,008***

0,109*** -0,021***

– –

-0,018*** -0,023***

Kind Relatiekwaliteit Opleiding Tijdsduur Ouder = anker Vader Zoon Zelfde geslacht

– – ? ? ? ? ?

-0,011*** -0,015*** 0,004*** 0,048*** -0,046*** -0,008*** 0,003***

0,078*** 0,001*** -0,001*** 0,050*** 0,011*** -0,038*** 0,057***

0,007*** -0,007*** -0,005*** 0,009*** 0,010*** -0,002*** -0,027***

0,068*** -0,055*** -0,008*** 0,004*** -0,018*** 0,058*** 0,014***

– – ? ? ? ? ?

-0,005*** -0,052*** 0,017*** 0,029*** 0,020*** -0,014*** -0,036***

Tijdsduur Ouder = anker Vader Zoon Zelfde geslacht Leeftijd ouder Leeftijd kind Opleiding ouder Opleiding kind Constante

– – ? ? ? ? ?

Vervolg tabel 3 op de volgende pagina


59

Effecten op het gemiddelde

Gegeven door ouder Ontvangen door ouder Frequentie contact Advies Praktische H Advies Praktische H hulp hulp ? 0,003*** -0,008*** ? 0,000*** 0,001*** ? -0,003*** ? 0,000*** -0,006*** ? 0,000*** -0,003*** ? -0,002*** -0,407*** 0,155*** -0,251*** -0,551*** 0,125***

Hb Leeftijd ouder Leeftijd kind Constante N dyades in SUEST N ankers N dyades per item Χ2(Df=15) van oorspr. modellen

4055*** 3290*** 3732***

3797***

3715***

3893***

4026***

227,4***

95,9***

77,7***

111,5***

180,4***

* = p<0,05; ** = p<0,01; *** = p<0,001. Eenzijdig wanneer een hypothese is gespecificeerd, anders tweezijdig. a Gemiddeld voorspelde ouder-kindverschilscore volgens het model (i.e. zelfde als constante indien alle variabelen gestandaardiseerd zouden zijn). b De tekens in de H (van Hypothese) kolommen: + duidt op verwacht overrapporteren door de ouder/ onderrapporteren door het kind; – duidt op verwacht onderrapporteren door de ouder/ overrapporteren door het kind. Bron: Netherlands Kinship Panel Study, 2002-2004.

opgemerkt dat de zelfvermeerderingshypothese geen uitspraken doet over rapportageverschillen in contactfrequentie. De derde hypothese voorspelt dat ouders en kinderen, die sterkere familienormen aanhangen, steun en contact zullen overrapporteren. Deze hypothese wordt ten dele bevestigd. Ouders met sterkere normen voor verplichtingen tegenover de familie overrapporteren de uitwisseling van advies en hulp bij praktische zaken en de frequentie van contact. De sterkte van familienormen onder kinderen vertoont geen enkele significante samenhang met de rapportage van uitgewisselde steun en frequentie van contact. We concluderen, gesteund door de resultaten van de Waldtoets, dat ouders die van oordeel zijn dat familieleden voor elkaar klaar moeten staan ertoe geneigd zijn steun en contact te overrapporteren, maar dat de rapportage door kinderen niet door dit oordeel wordt beïnvloed. Volgens de vierde hypothese zullen ouders en kinderen die ontevreden zijn met de steun vanuit hun familie, ontvangen steun onderrapporteren. Conform deze hypothese laat tabel 3 zien dat naarmate ouders minder tevreden zijn met familiesteun, zij sterker geneigd zijn ontvangen advies te onderrapporteren. Onder kinderen is er een vergelijkbaar resultaat: ontevredenheid leidt tot onderrapportage van ontvangen advies (een positieve coëfficiënt geeft aan dat kinderen onderrapporteren). De resultaten voor gerapporteerde praktische hulp zijn niet in

60


overeenstemming met de verwachting: significante samenhangen ontbreken. De Waldtoetsen geven aan dat de effecten van ontevredenheid op de rapportage van ontvangen advies robuust zijn. De vijfde hypothese stelt dat gepercipieerde relatiekwaliteit positief samenhangt met overrapportage door de ouders en kinderen van steun en contact. De resultaten zijn consistent met deze hypothese en ze zijn robuust, zo blijkt uit de Waldtoets. Een hoger gepercipieerde relatiekwaliteit door de ouders en kinderen leidt tot overrapportage van door ouders gegeven en ontvangen advies, door ouders gegeven praktische hulp en de frequentie van contact. Voor praktische hulp ontvangen door ouders wordt geen significante samenhang met de door ouders gepercipieerde relatiekwaliteit gevonden. Wellicht hebben we hier te maken met het gegeven dat relatiekwaliteit een minder belangrijke determinant is van de uitwisseling met ouders van praktische steun dan van emotionele steun (cf. Komter en Vollebergh, 1997). Bij instrumentele steun spelen hulpbehoevendheid en gevoelens van verplichting immers ook een belangrijke rol. De resultaten van relatiekwaliteit zijn robuust, zo blijkt uit de Waldtoets. Onnauwkeurig rapporteren door de ouder of het kind kan ook tot rapportageverschillen leiden. De nauwkeurigheid van rapporteren wordt geanalyseerd door de variantie van de ouder-kindverschilscores te modelleren (zie het tweede deel van tabel 3). De zesde hypothese voorspelt dat gepercipieerde relatiekwaliteit positief verband houdt met de nauwkeurigheid van rapporteren (dat wil zeggen: er is een negatieve samenhang met de variantie). De resultaten weerspreken deze hypothese. Ten eerste zien we bij zowel ouders als kinderen een grotere in plaats van een kleinere onnauwkeurigheid in de rapportage van gegeven en ontvangen praktische steun naarmate de kwaliteit van de relatie met de ouders als beter wordt gepercipieerd. Vergelijkbare, maar zwakkere samenhangen worden bij zowel ouders als kinderen gevonden voor gegeven en ontvangen advies. Ten tweede blijkt er, zowel bij ouders als kinderen, geen samenhang te worden gevonden tussen de gepercipieerde relatiekwaliteit en de nauwkeurigheid waarmee gerapporteerd wordt over de frequentie van contact. Uit de Waldtoets komt naar voren dat het ontbreken van het verwachte effect van de relatiekwaliteit op de nauwkeurigheid van rapporteren een robuust resultaat is. Hypothese zeven voorspelt dat hoe beter ouders en kinderen opgeleid zijn, des te nauwkeuriger zij steun en contact rapporteren. Onder ouders en kinderen is de samenhang tussen het opleidingsniveau en de onnauwkeurigheid van rapporteren voor alle steunen contactitems in de verwachte negatieve richting (met één uitzondering: de rapportage door kinderen van praktische hulp aan ouders). De samenhang is bij de ouders echter uitsluitend significant voor de rapportage van gegeven advies. Bij de kinderen is de samenhang uitsluitend significant voor de rapportage van aan ouders gegeven praktische hulp bij klusjes en de frequentie van contact. De resultaten van de Waldtoets geven aan dat de negatieve effecten robuust zijn.


61

Tabel 3 geeft ook de resultaten weer van analyses van mogelijke methodische artefacten. Een kortere of langere tijdsduur tussen de datum van interview met het anker en de datum van binnenkomst van de schriftelijke vragenlijsten van het betreffende familielid blijkt niet te resulteren in onder- of overrapportage. Wel blijkt een langere tijdsduur samen te hangen met een grotere onnauwkeurigheid in de rapportage van de frequentie van persoonlijk contact. Voor de nauwkeurigheid van rapportage van de overige items worden geen verschillen die samenhangen met de tijdsduur gevonden. De dummy die aangeeft dat de ouder de ankerrespondent is, controleert voor een methode-effect dat geïntroduceerd is door het gebruik van verschillende vormen van dataverzameling (interviews en zelf-invulvragenlijsten). Als de ouder de ankerrespondent is, dan is er sprake van overrapportage van gegeven advies en van de frequentie van persoonlijk contact. Verder is er in dit geval sprake van onderrapportage van gegeven en ontvangen praktische hulp. Als de ouder de ankerrespondent is, zien we ook een grotere onnauwkeurigheid in de rapportage van gegeven advies. Overige methode-effecten zijn niet gevonden. Consistente over- en onderrapportage samenhangend met het geslacht van ouder en kind zijn niet aangetroffen. Evenmin zijn consistente rapportageverschillen samenhangend met het opleidingsniveau van ouder en kind gevonden.Wel zien we dat naarmate de leeftijd van de ouders toeneemt er een neiging is gegeven en ontvangen praktische hulp te onderrapporteren. Daarentegen zien we onder kinderen dat naarmate de leeftijd toeneemt er een neiging is gegeven en ontvangen praktische hulp te overrapporteren. Het lijkt erop dat de rapportages van ouders en kinderen over uitwisselingen van praktische hulp met vorderende leeftijd sterker uiteen gaan lopen. De nauwkeurigheid van rapportages blijkt niet op een consistente manier samen te hangen met leeftijd en geslacht van ouder en kind.

Discussie De onderhavige studie heeft gebruikgemaakt van aan elkaar gekoppelde gegevens van ouders en hun kinderen uit een grote steekproef van Nederlanders om verschillen in rapportages van intergenerationele steun en contact te beschrijven. Rapportageverschillen komen voor in 40 tot 55 procent van de ouder-kindrelaties. In vergelijking met willekeurige dyades zijn in familiedyades de overeenkomsten het sterkst voor de rapportages van frequentie van contact, gevolgd door die van respectievelijk praktische hulp en advies. Dit resultaat is consistent met eerder onderzoek waaruit is gebleken dat rapportageverschillen minder voorkomen bij niet-ambigue en objectieve items (Jessop, 1982). De verklaring van rapportageverschillen is gezocht in termen van factoren die kunnen leiden tot vertekeningen en/of onnauwkeurigheden. Ten eerste is uit de resultaten naar voren gekomen dat rapportagediscrepanties niet gebonden zijn aan generationale positie. De resultaten duiden niet op telkens positief vertekende rapportages van ouders, zoals de generationele inzet-hypothese voorspelt. De kans

62


dat ouders en kinderen overof onderrapporteren is even groot en de rapportageverschillen zijn klein. Het patroon dat naar voren komt is dat respondenten stelselmatig gegeven steun overrapporteren en ontvangen steun onderrapporteren, ongeacht of ze ouder of kind zijn. Zelfvermeerderingsmotieven, oftewel de neiging eigen gedragingen en vaardigheden positiever te beoordelen dan die van anderen, zouden hiervoor de grondslag zijn. Ten tweede is naar voren gekomen dat persoonlijke normen, subjectieve oordelen en percepties van relatiekwaliteit verantwoordelijk zijn voor rapportageverschillen. Uitwisselingen tussen ouders en kinderen worden positief vertekend door het belang dat wordt gehecht aan steunverlening door familieleden, en negatief door ontevredenheid met de mate van steun vanuit de familie. Opvallend is dat ouderrapportages kwetsbaarder zijn voor vertekeningen door persoonlijke normen dan die van kinderen. Hier zien we parallellen met resultaten uit de kinderen jeugdpsychologie, waar gebleken is dat kinderen betrouwbaardere rapportages leveren dan ouders (Cook en Goldstein, 1993). In ouder-kinddyades die als kwalitatief goed worden gepercipieerd is er ook een positieve vertekening van steunuitwisselingen. Onderzoekers die gebruikmaken van zelfrapportages over steun en contact zouden rekening moeten houden met het feit dat deze vertekend kunnen zijn door het algemene beeld dat mensen van een relatie hebben. Hoewel een gepercipieerde hogere relatiekwaliteit bij zowel ouders als kinderen samenhangt met positieve rapportagevertekening, zien we niet een hogere nauwkeurigheid van rapporteren. Het lijkt erop dat er bij kwalitatief betere relaties een algemene tendens is om uitwisselingen te overschatten, maar dat deze tendens zich niet in alle dyades even sterk manifesteert. Het resultaat dat overrapporteren van steun en contact samenhangt met een gepercipieerde hogere relatiekwaliteit kan op verschillende manieren worden geïnterpreteerd. Het is denkbaar dat een vooralsnog onbekende factor, zoals een algemene positieve levensinstelling, ertoe leidt dat respondenten hun relatie door een roze bril zien en daardoor de intensiteit van steun en contact overrapporteren. Nader onderzoek zal moeten uitwijzen of de samenhang tussen relatiekwaliteit en overrapporteren een schijnverband is. Aanwijzingen dat optimisme een rol speelt bij de perceptie van relatiekwaliteit en ontvangen steun is te vinden in een recente sociaal-psychologische studie onder studenten die een relatie met elkaar hadden (Srivasta, McGonigal, Richards, Butler en Gross, 2006). Optimisch ingestelden en hun partners rapporteerden een hogere mate van tevredenheid met hun relatie en vonden van elkaar dat ze zich meer constructief opstelden tijdens een conflictsituatie dan niet-optimisten en hun partners. Optimisme bleek ook de kans te verhogen dat betrokkenen nog bij elkaar waren een jaar na het eerste meetmoment. Vanuit studies naar partnerrelaties zijn er aanwijzingen dat het maken van positieve vertekeningen eigen is aan mensen in kwalitatief goede relaties (Gable, Reis en Downey, 2003; Murray, Holmes en Griffin, 1996). Geconstateerd is dat partners in goede relaties ‘positieve illusies’ hebben over de ander: ze dichten aan de ander


63

meer gunstige eigenschappen toe dan betrokkene zelf doet, ze benadrukken de deugden van de partner en zien diens falen door de vingers of lijken negatief gedrag niet eens op te merken. Een zekere mate van zelf-misleiding lijkt inherent te zijn aan gelukkige partnerrelaties. Onze studie suggereert dat een neiging tot positief vertekenen ook kenmerkend is voor ouders en kinderen in goede relaties. Twee resultaten verdienen vanuit methodisch oogpunt extra aandacht. Het eerste is dat een langere tijdsduur tussen de datavergaring bij de ankers en de familieleden niet tot meer discrepanties leidt, met één uitzondering. Slechts voor de rapportage van de frequentie van persoonlijk contact is er een toename van de discrepanties te zien. Blijkbaar maakt het niet uit of rapportage over steun betrekking heeft op verschillende tijdsperiodes. Voor persoonlijk contact geldt dit niet, wellicht omdat verjaardagen en andere periodegebonden vieringen (bijvoorbeeld Sinterklaas) bij uitstek gelegenheden zijn om familieleden weer te zien. Wanneer dergelijke vieringen kort voor het interview hebben plaatsgevonden, is er misschien overrapportage van persoonlijk contact, omdat de herinnering aan de bijeenkomst nog erg vers is. In de studie van Shapiro (2004) naar rapportageverschillen in de National Survey of Families and Households werden ook geen effecten van tijdsduur gevonden. Het uitblijven hiervan is geruststellend voor onderzoek waarbij de gegevens van respondenten en hun familieleden op verschillende tijdstippen worden verzameld. Het tweede resultaat dat vanuit methodologisch oogpunt aandacht verdient, is dat het voor vier van de vijf steunen contactitems uitmaakt of het anker de ouder of het kind is. De richting van de discrepanties is echter niet consistent: de ene helft is overrapportage en de andere onderrapportage. In de NKPS zijn data bij ankers en familieleden op verschillende wijzen vergaard. Ankers werden persoonlijk geïnterviewd en familieleden vulden een schriftelijke vragenlijst in. De aanwezigheid van een interviewer zou wellicht tot meer sociaal wenselijke antwoorden van de ankers kunnen leiden (Tourangeau e.a., 2000), maar aangezien er geen consistent patroon in onze resultaten te vinden is, lijkt dat voor de NKPS geen sterke verklaring. Familieleden wisten, toen ze de vragenlijst invulden, dat hun ouder/ kind reeds was geïnterviewd, hetgeen een aansporing zou kunnen zijn geweest om zo conscientieus mogelijk te werk te gaan. Desalniettemin toont het bestaan van duidelijke discrepanties, die gerelateerd zijn aan de methode van dataverzameling, aan dat onderzoekers moeten proberen om de methode van onderzoek zoveel mogelijk hetzelfde te houden voor alle respondenten (zie: De Leeuw, 2005). Bij een aantal tekortkomingen van dit onderzoek willen we kort stilstaan. Nonrespons onder familieleden is daar één van. Van minder dan de helft van de ouders en kinderen die waren geselecteerd, zijn ingevulde vragenlijsten verkregen. Bijkomende analyses lieten zien dat de multi-actordata waarover we beschikken afkomstig zijn van de ‘betere’ ouder-kindrelaties. In de analyses is met deze selectie rekening gehouden door te controleren voor factoren die met de non-respons onder familieleden verband houden. De algemene conclusie dat selectie de re-

64


sultaten van deze studie niet in sterke mate heeft beïnvloed, lijkt ook in dit geval rechtvaardig te zijn. Eventuele statistische technieken om met deze selectie om te gaan (bijvoorbeeld met een Heckmanselectiemodel) zijn in de onderhavige studie achterwege gelaten omdat de analyses zonder dergelijke aanpassingen al vrij gecompliceerd zijn. Een andere tekortkoming is dat onze metingen niet direct betrekking hebben op over- en onderrapporteren door ouders en kinderen. Slechts verschillen in rapportage tussen ouders en kinderen konden worden geobserveerd. ‘Echt’ over- en onderrapporteren kon, bij gebrek aan een objectieve standaard, niet worden vastgesteld. We weten niet meer dan wat ouders en kinderen zeggen. Onderzoek naar rapportageverschillen zou baat kunnen hebben bij meer objectieve metingen van de omgang tussen ouders en kinderen, zoals bijvoorbeeld gegevens over e-mailen telefoonverkeer. Deze studie richtte zich op rapportages van steun en contact tussen ouders en kinderen als afhankelijke variabelen. Maar de vraag die er werkelijk toe doet, is of het uitmaakt voor inhoudelijke resultaten dat ouders en kinderen verschillend rapporteren. Dit zou kunnen worden onderzocht door de voorspellende waarde van zelfrapportages van steun en contact te vergelijken met informatie van andere informanten. Er zijn aanwijzingen dat het voor analyses naar de kwaliteit van ouder-kindrelaties niet uitmaakt of deze op rapportage van de ouder of het kind is gebaseerd (Aquilino, 1999). Voor onderzoek van steun en contact is dit echter nog niet aangetoond. Nader inzicht in rapportagediscrepanties zou kunnen worden verkregen door het multiniveau karakter van de data in analyses sterker uit te buiten. In de onderhavige studie hebben we uitsluitend gecontroleerd voor het genest-zijn van dyades bij ankers. We hebben geen gebruik gemaakt van de multiniveaustructuur van de data. Met geschikte statistische technieken zou men de zelfrapportage van de steun en omgang in een aantal hechte familierelaties kunnen vergelijken met de versie gegeven door alle betrokkenen. Op die manier wordt het mogelijk om uit te vinden of vertekend en/of onnauwkeurig rapporteren over een specifieke relatie gerelateerd is aan de wijze van rapporteren over andere relaties. Ook wordt het mogelijk om te bepalen of vertekeningen en onnauwkeurigheden vaker in bepaalde families voorkomen dan in andere. Tot slot wordt het dan duidelijk wat voor typen personen een duidelijk scheef beeld van hun relaties hebben.

Literatuur Antonucci, T.C. and Israel, B.A. (1986) ‘Veridicality of Social Support: A Comparison of Principal and Network Members’ Responses’, Journal of Consulting and Clinical Psychology, 54: 432-437. Aquilino, W.S. (1999) ‘Two Views of One Relationship: Comparing Parents’ and Young Adult Children’s Reports on the Quality of Intergenerational Relations’, Journal of Marriage and the Family, 61: 858-870.


65

Bengtson, V. L. and Kuypers, J. A. (1971) ‘Generational Difference and the Developmental Stake’, Aging and Human Development, 2: 249-260. Bond, J.B. and Harvey, C.D.H. (1991) ‘Ethnicity and Intergenerational Perceptions of Family Solidarity’, International Journal of Aging and Human Development, 33: 33-44. Burton, S. and Blair, E. (1991) ‘Task Conditions, Response Formulation Processes, and Response Accuracy for Behavioral Frequency Questions in Surveys’, Public Opinion Quarterly, 55: 50-79. Cook , W.L. and Goldstein, M. J. (1993) ‘Multiple Perspectives on Family Relationships: A Latent Variables Model’, Child Development, 64: 1377-1388. Coriell, M. and Cohen, S. (1995) ‘Concordance in the Face of a Stressful Event: When do Members of a Dyad Agree That One Person Supported the Other?’, Journal of Personality and Social Psychology, 69: 289-299. Draisma, S. (2000) Response: A Simulation Model of Question Answering in Survey Interviews. Proefschrift, Vrije Universiteit Amsterdam. Dykstra, P.A., Kalmijn, M., Knijn, T.C.M., Komter, A.E., Liefbroer, A.C. & Mulder, C.H. (2005) ‘Codebook of the Netherlands Kinship Panel Study, a Multi-Actor, Multi-Method Panel study on Solidarity in Family Relationships, Wave 1’. NKPS Working Paper No. 4. Den Haag: Nederlands Interdisciplinair Demografisch Instituut (NIDI). Festinger, L.A. (1957). A theory of cognitive dissonance. Stanford, CA: Stanford Press. Fiske, S. T. (2004) Social Beings: A Core Motives Approach to Social Psychology. New York: Wiley. Gable, S.L., H.T. Reis and G. Downey (2003) ‘“He Said, She Said”: A Quasi-Signal Detection Analysis of Daily Interactions Between Close Relationship Partners’, Psychological Science, 14:100-105. Gagné, F.M. and Lydon, J.E. (2004) ‘Bias and Accuracy in Close Relationships: An Integrative Review’, Personality and Social Psychology Review, 8: 322-323. Gans, D. and Silverstein, M. (2006) ‘Norms of Filial Responsibility for Aging Parents Across Time and Generations’, Journal of Marriage and Family, 68: 961-976. Giarusso, R., Stallings, M. and Bengtson, V.L. (1995) ‘The “Intergenerational stake” Hypothesis Revisited: Parent-Child Differences in Perceptions of Relationships 20 Years Later’, In V.L. Bengtson, K.W. Schaie and L.M. Burton (eds), Adult Intergenerational Relations. Effects of Societal Change (pp. 227-263). New York: Springer Publishing Company. Glass, J. and Polisar, D. (1987) ‘A Method and Metric for Assessing Similarity Among Dyads’, Journal of Marriage and the Family, 49: 663-668. Jessop, D. J. (1981) ‘Family Relationships as Viewed by Parents and Adolescents: A Specification’, Journal of Marriage and the Family, 43: 95-107. Jessop, D. J. (1982) ‘Topic Variation in Levels of Agreement Between Parents and Adolescents’, Public Opinion Quarterly, 46, 538-559.

66


Kamo, Y. (2000) ‘“He Said, She Said”: Assessing Discrepancies in Husbands’ and Wives’ Reports on the Division of Household Labor’, Social Science Research, 29: 459-476. Klein Ikkink, K., Tilburg, T. van and Knipscheer, K.C.P.M. (1999) ‘Perceived Instrumental Support Exchanges in Relationships Between Elderly and Their Adult Children: Normative and Structural Explanations’, Journal of Marriage and the Family, 61: 831-844. Knäuper, B., Belli, R.F., Hill, D.H. and Regula Herzog, A. (1997) ‘Question Difficulty and Respondents’ Cognitive Ability: The Effect on Data Quality’, Journal of Official Statistics, 13: 181-199. Komter, A. and Vollebergh, W. (1997) ‘Gift giving and the Emotional Significance of Family and Friends’, Journal of Marriage and the Family, 59: 747-757. Leeuw, E. de (2005) ‘To Mix or Not to Mix Data Collection Modes in Surveys’, Journal of Official Statistics, 21: 233-255. Liefbroer A.C and Mulder C.H. (2006) ‘Family Obligations’, In P.A. Dykstra, M. Kalmijn, A.E. Komter, T.C.M. Knijn, A.C. Liefbroer & C.H. Mulder (Eds), Family Solidarity in the Netherlands (pp. 123-146). Amsterdam: Dutch University Press. Mandemakers, J.J. en Dykstra, P.A. (2007) ‘Vertekening en Onnauwkeurigheid in de Rapportage van Intergenerationele Steun en Contact Door Ouder en Kind’, Mens en Maatschappij, 82: 72-96. Pescosolido, B.A. and Wright, E.R. (2004) ‘The View from Two Worlds: The Convergence of Social Network Reports Between Mental Health Clients and Their Ties’, Social Science & Medicine, 58: 1795-1806. Press, J.E. and Townsley, E. (1998) ‘Wives’ and Husbands’ Housework Reporting. Gender, Class and Social Desirability’, Gender and Society, 12: 188-218. Rossi, A.S. and Rossi, P.H. (1990) Of Human Bonding. Parent-Child Relations Across the Life Course. New York: Aldine de Gruyter. Shapiro, A. (2004) ‘Revisiting the Generation Gap: Exploring the Relationships of Parent/Adult-Child Dyads’, International Journal of Aging and Human Development, 58: 127-146. Srivastava, S., K.M. McGonigal, J.M. Richards, E.A. Butler and J.J. Gross (2006) ‘Optimism in Close Relationships: How Seeing Things in a Positive Light Makes Them So’, Journal of Personality and Social Psychology, 91: 143-153. StataCorp. (2005a) ‘INTREG- Interval Regression’, In Stata Base Reference Manual, Volume 1, A-J, Release 9 (pp. 506-516). College Station, TX: StataCorp LP. StataCorp. (2005b) ‘SUEST- Seemingly Unrelated Estimation’, In Stata Base Reference Manual, Volume 3, R-Z, Release 9 (pp. 303-322). College Station, TX: StataCorp LP. Stevens, L. E. and Fiske, S. T. (1995) ‘Motivation and Cognition in Social Life: A Social Survival Perspective’, Social Cognition, 13: 189-214. Tein, J.-Y., Roosa, M.W. and Michaels, M. (1994) ‘Agreement Between Parent and Child Reports on Parental Behaviors’, Journal of Marriage and the Family, 56: 341355.


67

Tourangeau, R., Rips, L.J. and Rasinski, K. (2000) The Psychology of Survey Response. Cambridge, UK: Cambridge University Press. Uchino, B.N. (2004) Social Support and Physical Health: Understanding the Health Consequences of Relationships. New Haven, CT: Yale University Press.

68


Effecten van ouders en school op cultuurparticipatie in de periode van adolescentie tot jongvolwassenheid: Resultaten van een longitudinaal dubbel contextueel model1 Ineke Nagel en Harry B.G. Ganzeboom

We analyseren de relatieve invloed van het ouderlijk milieu en de school voor voortgezet onderwijs op cultuurparticipatie van jongvolwassenen (25-35 jaar oud) via de gelijkenis van het gedrag van primaire respondenten met dat van hun voormalige schoolgenoten en met het gedrag van een sibling (broer/zus). De cultuurdeelname heeft betrekking op het moment van ondervraging en – retrospectief – op het moment dat de betreffende personen 15 jaar oud waren en nog op school zaten en thuis woonden. Tezamen vormt dit design een dubbel-contextueel model, waarbij de contexten niet hiërarchisch, maar kruislings geordend zijn. We analyseren de dubbel-contextuele longitudinale structuur middels een cross-classified multi-level model, waarvoor recent in MLWin MCMC (markov chain monte carlo) schattingsmethoden ter beschikking zijn gekomen. De belangrijkste uitkomst is dat de invloed van het milieu van herkomst verre die van de school overtreft; dit blijkt sterker uit het dubbel-contextuele model dan we op basis van gemeten kenmerken zouden besluiten.

Inleiding Belangstelling voor traditionele cultuurvormen zoals theater, klassieke muziek, ballet en musea blijft een sterk onderscheidend kenmerk in moderne samenlevingen, ook in Nederland. Vooral de samenhang van cultuurparticipatie met het formele opleidingsniveau springt in het oog en veel auteurs (Wippler, 1968; Ganzeboom, 1984; Knulst, 1989) beschouwen onderwijs en de aandacht voor kunst en cultuur daarin als de voornaamste oorzaak van verschillen in cultuurparticipatie. De meest gegeven verklaring is die zoals verwoord in de informatietheorie van cultuurdeelname (Ganzeboom, 1984): kunst bestaat uit complexe informatie en daarvan kan men alleen genieten, wanneer men door instructie voldoende is voorbereid en voorgelicht. Andere auteurs wijzen erop dat er ook en mogelijk nog sterkere samenhang bestaat tussen cultuurparticipatie en het milieu van herkomst, in het bijzonder met de culturele activiteiten van de ouders (De Jager, 1967). Cultuurparticipatie wordt in hoge mate van ouders op kinderen overgedragen (Ganzeboom, 1982b; Van Eijck, 1996), het onderwijs zou daar maar een marginale bijdrage aan leveren. Volgens de culturele reproductietheorie, ontwikkeld door de Franse socioloog 1 Deze bijdrage is een bewerking van hoofdstuk 5 van F.A. Nagel, “Cultuurdeelname in de levensloop”, dissertatie Universiteit Utrecht, 2004. Een eerdere versie verscheen als Nagel, I. & Ganzeboom, H. (2002) ‘Participation in legitimate culture: the effects of family and school from adolescence to adulthood’, The Netherlands Journal of Social Sciences, 38(2), 102-120.

Nagel en Ganzeboom

69

Bourdieu (1977[1970]) and Collins (1979), en toetsbaar gemaakt door Dimaggio (1982), is de ongelijkheid in cultuurparticipatie terug te voeren op de sterke invloed van het ouderlijk milieu. Opleidingsverschillen zijn volgens deze theorie grotendeels een bijverschijnsel van de cultuuroverdracht die plaatsvindt binnen gezinnen. Ouders dragen hun leefstijl over op hun kinderen en deze leefstijlen vormen onderscheidingstekens op basis waarvan toegang wordt verkregen tot statusposities in het latere leven, eerst bij de opleiding (Dimaggio, 1982), later bij het beroep (Mohr & Dimaggio, 1995) en op de huwelijksmarkt (Dimaggio & Mohr, 1985). Voor Nederland is empirisch vastgesteld dat toegang tot culturele hulpbronnen de opleidingscarrière ten goede komt: kinderen met een culturele achtergrond doen het beter op school, ongeacht de andere hulpbronnen van hun ouders, in het bijzonder financiële (De Graaf, 1986, 1989; Niehof, 1997). In één van zijn vroege publicaties (Bourdieu & Darbel, 1991[1969]) gaat Bourdieu in op de verhouding tussen socialisatie in het ouderlijk milieu en culturele instructie op school bij de totstandkoming van de latere cultuurparticipatie. De voorwaarden die noodzakelijk zijn om kunst te waarderen kunnen volgens hem alleen worden verworven tijdens een langdurig proces van culturele socialisatie in het ouderlijk milieu. Bourdieu sluit niet uit dat ook culturele instructie op school effectief kan zijn maar hij stelt dat deze effecten slechts marginaal zijn door de geringe rol van kunsteducatie in het onderwijs en ook deels schijn, vanwege de selectieve toegang tot hogere opleidingsniveaus op basis van culturele hulpbronnen. Tot nu toe is de mate waarin het onderwijs de cultuurparticipatie bevordert, onafhankelijk van het milieu van herkomst, nog niet op een besluitende manier onderzocht. Dit heeft te maken met twee moeilijkheden met het eerdere onderzoek. Ten eerste doet zich in het onderzoek naar de relatieve invloed van ouders en school een methodologisch probleem voor. De meeste studies modelleren de effecten van ouders en school via gemeten kenmerken, zoals de culturele activiteiten van de ouders, het cultureel klimaat op school of het hoogst voltooide opleidingsniveau. Een nadeel hiervan is niet alleen dat de effecten afhangen van de adequaatheid van de gebruikte metingen, maar ook dat de gemeten kenmerken van milieu van herkomst niet de totale invloed ervan beslaan, waardoor de effecten van het ouderlijk milieu onderschat worden. De laatste tien jaar zijn onderzoekers begonnen om totale effecten van ouderlijk milieu te schatten door siblingdesigns toe te passen, waarin de invloed van het ouderlijk milieu wordt afgemeten aan de overeenkomst tussen broers en zussen (Ganzeboom & De Graaf, 1991; Van Eijck, 1996). In deze studies zijn aanzienlijk grotere effecten van ouderlijk milieu gevonden dan in studies waarin alleen gemeten indexen zijn gebruikt. Bij schooleffecten doet zich echter hetzelfde probleem voor. Hier kan het zijn dat het bij de latere cultuurparticipatie niet alleen gaat om het niveau van de opleiding, maar ook om de instructie in kunst en cultuur die op school plaatsvindt. Empirisch onderzoek heeft consistent bevestiging opgeleverd voor deze hypothese

70

Effecten van ouders en school op cultuurparticipatie

(Ranshuysen & Ganzeboom, 1993; Ganzeboom, 1996; Nagel e.a., 1997b). In onderwijskundig onderzoek is het gebruikelijk om contextuele modellen toe te passen die schooleffecten meten aan de hand van de overeenkomsten tussen schoolgenoten (bijvoorbeeld Veenstra, 1999). Ook voor de effecten van school geldt dat we geïnteresseerd zijn in totale schooleffecten zoals die via contextuele (multiniveau) modellen geschat worden. In het onderzoek naar cultuurparticipatie zijn deze modellen voorzover wij weten nog nooit toegepast. In de tweede plaats zijn de meeste studies cross-sectioneel van aard, terwijl de vraag naar de relatieve invloed van ouders en school beter dynamisch geformuleerd kan worden. De vraag is niet alleen of het ouderlijk milieu dan wel het onderwijs doorslaggevend is, maar ook op welk moment in de levensloop dat het geval is. De effecten van beide kunnen veranderen over de levensloop, in het bijzonder in de periode van adolescentie tot jongvolwassenheid. Tijdens de jeugd en in de vroege adolescentie zijn ouders grotendeels verantwoordelijk voor het cultureel gedrag van hun kinderen, maar wanneer adolescenten zich langzamerhand los gaan maken van hun ouders en hun eigen leven gaan inrichten, is het de vraag in hoeverre de invloed van het ouderlijk milieu blijft bestaan. Wat betreft het onderwijs lijkt het waarschijnlijk dat de invloed ervan nog niet aanwezig is in de jeugd en dat deze pas volledig naar voren komt zodra de onderwijsloopbaan zijn voltooiing nadert. De vraag doet zich voor in hoeverre de invloed van ouders en school op dezelfde manier verloopt, of dat de één de ander uiteindelijk overschaduwt. De hier gerapporteerde studie biedt een oplossing voor beide problemen door toepassing van een longitudinaal dubbel contextueel model. Dit model schat de totale invloed van ouders en school door overeenkomsten in cultureel gedrag tussen siblings (broers/zussen) en schoolgenoten te berekenen op twee momenten in de levensloop. Het eerste moment is in de vroege adolescentie (op 14-jarige leeftijd) wanneer de respondenten nog bij hun ouders wonen en voortgezet onderwijs volgen. Het tweede moment ligt in de jongvolwassenheid (rond 30-jarige leeftijd) wanneer de respondenten het ouderlijk huis verlaten hebben en hun volledige onderwijsloopbaan afgerond hebben. De volgende vragen worden hierbij beantwoord: In hoeverre beïnvloeden ouderlijk milieu en de school voor voortgezet onderwijs de participatie in culturele activiteiten? In hoeverre worden effecten van ouders en school verklaard door de culturele activiteiten van de ouders en het formele niveau van opleiding, de indicatoren die traditioneel gebruikt worden om effecten van ouders en school te meten? In welke mate is er sprake van continuïteit in cultuurparticipatie in de levensloop en liggen patronen van cultuurparticipatie al vast in de vroege adolescentie? In welke mate beïnvloeden milieu van herkomst en onderwijs de cultuurparticipatie in de jongvolwassenheid ten opzichte van die in de vroege adolescentie? In hoeverre hangen de effecten van onderwijs af van het milieu van herkomst, in het bijzonder de culturele activiteiten van de ouders?

Nagel en Ganzeboom

71

Hypothesen: Bourdieus theorie over cultuurparticipatie en sociale reproductie Centraal in Bourdieus theorie staat dat de oorzaak van de ongelijkheden in leefstijlen, in het bijzonder de participatie in culturele activiteiten, in het ouderlijk milieu ligt. Blijvende verschillen in cultuurparticipatie zijn het resultaat van de manier waarop hogere statusgroepen hun culturele leefstijlen overdragen op hun kinderen door hen vertrouwd te maken met het kunstaanbod en hun culturele ervaringen te laten opdoen. Culturele socialisatie in het ouderlijk milieu is een traag maar continu proces waarbij kinderen van jongs af aan langzaam maar zeker doordrongen worden van de smaak voor traditionele cultuur, zelfs zonder de expliciete intentie van de ouders om deze over te brengen op hun kinderen. Volgens Bourdieu “[…] the correct manner is only acquired in the course of the imperceptible and unconscious learning of a primary upbringing which is simultaneously diffuse and total” (Bourdieu & Darbel, 1991, 65). Bourdieu & Darbel (1991) betogen dat de school slechts een marginale rol kan spelen. Om te beginnen betwijfelen zij de rol van kunstonderwijs bij de opleidingsverschillen in cultuurparticipatie. Het is volgens hen niet waarschijnlijk dat deze het resultaat zijn van kunstlessen op school, omdat die in die tijd slechts een klein deel van het curriculum omvatten in het Franse onderwijs. Culturele instructie was niet structureel georganiseerd op scholen en vooral het bezoeken van cultuur hing grotendeels af van incidentele inspanningen van individuele docenten. Wel kan volgens Bourdieu & Darbel de school de cultuurparticipatie beïnvloeden via het literatuuronderwijs. Als de voornaamste kunstdiscipline in het onderwijs verschaft het literatuuronderwijs algemene classificatieprincipes die ook op andere cultuurvormen kunnen worden toegepast. Op deze manier: “school tends to inculcate […] a learned or scholarly disposition defined by a recognition of the value of works of art and a generalized and lasting aptitude to appropriate the means of appropriating them” (Bourdieu & Darbel, 1991, 62). Daarnaast leren scholen hun leerlingen om de gevestigde kunst en cultuur te bewonderen, “to admire academically established works of art”. Bij leerlingen wordt de bereidheid ontwikkeld om kennis te nemen van erkende kunst, evenals de geneigdheid om kunst te classificeren naar kunstenaar, periode en genre. Hiermee biedt de school hun het gereedschap om eerder opgedane onbewuste kennis te hanteerbaar te maken. De auteurs verwachten ook dat op hogere niveaus van onderwijs een zekere vertrouwdheid met cultuur wordt gestimuleerd, het gevoel te behoren tot beschaafde sociale groepen (Bourdieu & Darbel, 1991, 62). Bourdieu & Darbel voegen daaraan toe dat culturele instructie in het voortgezet onderwijs een zekere vertrouwdheid met kunst en cultuur veronderstelt: “[…] school education tends to encourage the conscious relearning of schemes of thought, perception or expression which already have been mastered subconsciously, by explicitly formulating the principles of the underlying grammar, such as the laws of harmony and of counterpoint, or the rules of pictorial composition, and by providing the verbal and

72


conceptual material necessary to express differences which are initially only experienced intuitively. An artistic education which is limited to a discourse (historical, aesthetic or other) on works of art is necessarily the second stage of tuition: like the teaching of the mother tongue, literary or artistic education […] necessarily presupposes […] individuals endowed with a previously acquired competence and a large capital of experiences (visits to museums or monuments, reading, listening to concerts etc.) which are unevenly distributed between the different social environments” (Bourdieu & Darbel, 1991, 66). Bourdieus theorie over de determinanten van cultuurparticipatie kan in drie toetsbare hypothesen worden samengevat: Verschillen op grond van ouderlijk milieu overschaduwen schooleffecten (H1). Scholen hebben de neiging om kinderen uit cultureel actieve gezinnen te bevoordelen. Het schoolsysteem veronderstelt een zekere vertrouwdheid met academische gewoonten, een houding die gevonden wordt in op kunst en cultuur georiënteerde gezinnen. Door processen van selectie en zelfselectie dirigeren scholen leerlingen van verschillende sociale achtergrond naar verschillende schoolniveaus. Op deze manier wordt het cultureel kapitaal van het ouderlijk milieu omgezet in diploma’s en academische titels en later in cultuurparticipatie. Schoolverschillen in cultuurparticipatie vallen dus vaak samen met verschillen naar milieu van herkomst. De invloed van het ouderlijk milieu blijft stabiel over de levensloop; de school wint aan invloed (H2). Wanneer we het voornaamste punt van Bourdieu volgen dat cultuurparticipatie zijn oorsprong vindt in het ouderlijk milieu, is de verwachting dat patronen van latere cultuurparticipatie al voor het grootste deel zijn uitgekristalliseerd in de jeugd. Verwacht kan worden dat schooleffecten pas ontstaan nadat de onderwijsloopbaan afgerond is. In de periode van adolescentie tot de jongvolwassenheid is de verwachting dat het ouderlijk milieu even belangrijk blijft en dat de school aan belang wint. De effectiviteit van school hangt af van het milieu van herkomst (H3). Kunstonderwijs op school dient met name om te bekrachtigen en te cultiveren wat al in het ouderlijk milieu is geleerd. De verwachting is dat effectiviteit van culturele instructie op school sterker is voor kinderen die in het ouderlijk huis al ervaringen hebben opgedaan met traditionele cultuur.

Data, operationalisatie en modellen Data Om de hypothesen te evalueren gebruiken we gegevens uit KUNST94 (Nagel e.a., 1997) die zijn verzameld volgens een tamelijk uniek steekproefontwerp (zie figuur 1). We beschikken daarin over (retrospectieve) informatie over vroegere (op 14-jarige leeftijd) en huidige cultuurparticipatie van 1033 volwassenen, die rond 30-jarige leeftijd waren op het moment van (telefonische) ondervraging, maar die oorspronkelijk in de steekproef terecht zijn gekomen via examenlijsten op 31 scholen

Nagel en Ganzeboom

73

1033 gezinnen

51 scholen * niveaus in steekproef

1028 primaire respondenten

14 jaar

30 jaar

285 scholen * niveaus buiten steekproef

653 siblings

14 jaar

30 jaar

Figuur 1 voor voortgezet onderwijs. Door dit steekproefontwerp kan niet alleen nagegaan worden in hoeverre het niveau van voortgezet onderwijs uitmaakt voor de vroegere en latere cultuurparticipatie, maar ook in hoeverre dit de totale schooleffecten verklaart, zoals die geschat worden uit de overeenkomst in cultuurparticipatie tussen schoolgenoten.Van deze (primaire) respondenten is bovendien de in leeftijd dichtstbijzijnde sibling (broer/zus) opgespoord en via een postenquête ondervraagd over zijn/haar cultuurparticipatie (op 14-jarige leeftijd en de huidige cultuurparticipatie). De overeenkomst tussen siblings verschaft informatie over de totale effecten van ouderlijk milieu, net als de gelijkenis tussen schoolgenoten informatie verschaft over totale schooleffecten. Ook zijn er gegevens beschikbaar over de cultuurparticipatie van de ouders. Opnieuw is deze informatie onafhankelijk verzameld, via telefonische interviews met de ouders zelf. De gegevens zijn dus geschoond van vertekeningen door zogenaamde proxy reports waarin respondenten rapporteren over hun ouders of hun broer of zus en die ook vaak gebruikt worden om gelijkenissen te berekenen tussen ouders, kinderen en siblings (Ganzeboom & De Graaf, 1991). De gegevens waarmee het dubbel contextuele model wordt gevoed zijn derhalve multi-actorieel van aard: De gegevens als verzameld bij de primaire respondent worden in verband gebracht met (A) gegevens van diens klasgenoten (ook allemaal primaire respondenten), (B) zijn of haar broer/zus en (C) hun gezamenlijke ouders, allemaal verkregen via directe mededelingen van de betrokken actoren zelf. Dit design leidt tot wat we een dubbel contextueel model kunnen noemen, waarin de totale invloed van gezin van herkomst en de school voor voortgezet

74


onderwijs vergeleken kan worden zowel wat betreft gemeten als ongemeten kenmerken van die twee contexten. Daarnaast heeft ons onderzoek een longitudinale dimensie, waarin de respondent via retrospectie met zichzelf in een eerdere levenfase wordt vergeleken. Modeltechnisch gezien kunnen we de ondervraagde personen zelfs als een derde context beschouwen en dat geldt zowel voor de primaire respondenten als hun siblings. Het startpunt van de dataverzameling werd gevormd door 31 scholen voor voortgezet onderwijs in 27 gemeentes in Nederland. De data zijn in 1994 verzameld om lange termijn effecten van culturele instructie te kunnen onderzoeken (hierover is gerapporteerd in Nagel e.a. (1997)). Geselecteerd zijn scholen die in de periode 1975-1985 eindexamens in de kunstzinnige vakken aanboden. De steekproef van oud-leerlingen is getrokken uit de namen en adressen van examenlijsten van de deelnemende scholen. De steekproef is gestratificeerd naar deelname aan een eindexamen in een kunstzinnig vak: de helft van de oud-leerlingen heeft daaraan deelgenomen. De oud-leerlingen en hun ouders zijn tien tot twintig jaar later, in 1994, opgespoord. De oud-leerlingen waren toen inmiddels tussen 25 en 38 jaar oud. Deze zijn op verschillende manieren getraceerd, maar in de meeste gevallen was het gemakkelijker om de ouders te bereiken dan de oud-leerlingen. Ouders woonden vaak nog op hetzelfde adres, terwijl de oud-leerlingen waren verhuisd. De ouders en oud-leerlingen zijn ondervraagd via een telefonisch interview. De siblings zijn gevonden door ouders en oud-leerlingen te vragen naar naam en adres van de broer of zus die in leeftijd het dichtst bij stond. Van de 2089 geselecteerde oud-leerlingen zijn 1033 opgespoord en geïnterviewd2. In totaal is 81 procent van de ouders geïnterviewd, maar slechts 66 procent van de siblings (er zijn ook respondenten zonder sibling). In de analyses gebruiken we een controlevariabele die aangeeft of er een interview met de ouders heeft plaatsgevonden: het blijkt dat de cultuurparticipatie van respondenten van wie ook de ouders geïnterviewd zijn iets hoger ligt. De gegevens die uiteindelijk geanalyseerd worden hebben betrekking op 1033 ondervraagde oud-leerlingen en 648 siblings. Na selectie van degenen met geldige waarden op de indexen voor cultuurparticipatie resteren 1681 respondenten. Zij zijn afkomstig uit 1033 gezinnen. Omdat onze voornaamste aandacht uitgaat naar het niveau van voortgezet onderwijs, beschouwen we de verschillende niveaus van voortgezet onderwijs binnen scholen als afzonderlijke schoolcontexten. De respondenten zijn geclusterd in 336 contexten, die gevormd worden door de combinatie van school en opleidingsniveau (tabel 1). Met betrekking tot de asymmetrie tussen siblings en schoolgenoten moeten een paar bijzonderheden van het steekproefontwerp vermeld worden. Omdat één sibling is ondervraagd, wordt de context van het ouderlijk milieu gerepresenteerd door hooguit twee personen. Hooguit, want er zijn 385 gezinnen 2 Niet alle geselecteerde oud-leerlingen zijn daadwerkelijk benaderd. Een volledig verslag van het responsproces is te vinden in Nagel et al. (1996): pp. 11 e.v.

Nagel en Ganzeboom

75

Tabel 1. Aantal siblings en schoolgenoten in contexten van ouderlijk milieu en school Aantal siblings in 1033 gezinnen 1 sibling 385 2 siblings 648 1033 Aantal schoolgenoten in 336 scholen 1 leerling 2-4 leerlingen 5-10 leerlingen 10-20 leerlingen meer dan 20 leerlingen

231 47 18 11 29 336

Bron: KUNST94 (Nagel e.a., 1997a)

met slechts één respondent. Dit is het geval wanneer de respondent geen broer of zus had of deze niet geïnterviewd is. Daarentegen is er een grote variatie in het aantal respondenten dat op dezelfde school (en daarbinnen op hetzelfde niveau) heeft gezeten: ook hier zijn er veel schoolcontexten die slechts uit één leerling bestaan, maar daarentegenover staan bijvoorbeeld 29 schoolcontexten met meer dan 20 leerlingen (zie tabel 1). Dit weerspiegelt deels de situatie in de populatie en is deels het gevolg van het steekproefontwerp. De primaire respondenten zijn afkomstig van examenlijsten van 31 scholen. Een deel van de siblings (45 procent) heeft ook op een van deze 31 scholen gezeten; de anderen hebben examen gedaan op andere scholen voor voortgezet onderwijs, waarvan sommigen ook weer door andere siblings genoemd zijn. Deze ‘extra’ scholen bieden dus een ruimere gelegenheid om totale schooleffecten te schatten. Een tweede opmerking geldt de tijd waarop de dataverzameling betrekking heeft. De primaire respondenten examen hebben gedaan tussen 1975 en 1985 (of in een kortere tijdspanne, afhankelijk van het jaar waarin de eindexamens in de kunstzinnige vakken zijn op de betreffende school zijn geïntroduceerd). Het leeftijdsbereik van de primaire respondenten is daardoor wat beperkter dan dat van de siblings. Alle primaire respondenten zijn geboren tussen 1956 en 1969, terwijl 9 procent van de siblings buiten deze periode geboren is. In de analyses houden we daarom rekening met geboortejaar. Overigens beslaat de steekproef in zijn geheel een tamelijk beperkte leeftijdsgroep. Ten slotte verschilt de dataverzameling tussen primaire respondenten en siblings, niet alleen in de manier waarop de informatie is verzameld (telefonisch versus schriftelijk), maar ook in de inhoud, de mate van detail en de manier waarop de vragen gesteld zijn. Aan de siblings zijn minder vragen gesteld over hun cul-

76


turele en opleidingsloopbaan dan aan de primaire respondenten, hoewel de vraagstelling hetzelfde was. Via een controlevariabele wordt de manier van interviewen constant gehouden.

Metingen en geconstrueerde variabelen Cultuurparticipatie op 14- en 30-jarige leeftijd: Een index van cultuurparticipatie is geconstrueerd uit indicatoren voor de jaarlijkse bezoekfrequentie in vijf cultuurvormen: musea voor beeldende kunst, cultuurhistorische musea, theater, bioscoop en uitvoering van klassieke muziek (Cronbachs alpha = .68) (tabel 2). De index is het gemiddelde van percentielscores3 van de afzonderlijke variabelen. We verwijzen naar deze index als de cultuurparticipatie op 30-jarige leeftijd, hoewel het gaat om de cultuurparticipatie op het moment dat de respondenten zijn geïnterviewd, toen zij tussen 25 en 38 jaar oud waren, met een gemiddelde van 30. De meting van cultuurparticipatie op 14-jarige leeftijd is gebaseerd op retrospectieve vragen naar de bezoekfrequentie op die leeftijd in dezelfde vijf cultuurvormen en is ook het gemiddelde van percentielscores (alpha = .62). In de uiteindelijke analyses zijn deze scores Z gestandaardiseerd en hebben een gemiddelde 0 en variantie van 1.0. Dit vergemakkelijkt interpretatie van de coëfficiënten. Niveau van voortgezet onderwijs: Het niveau van voortgezet onderwijs is voor de primaire respondenten het eindexamenniveau waarop zij in de steekproef terecht gekomen zijn. Voor de siblings is dit het niveau van voortgezet onderwijs van (één van) de scho(o)l(en) voor voortgezet onderwijs waarop zij examen gedaan hebben. Zoals blijkt uit tabel 2, zijn de respondenten niet evenwichtig verdeeld over de verschillende niveaus, hetgeen in de populatie wel min of meer het geval is. Grotendeels weerspiegelt dit het gekozen onderzoeksdesign; deels is dit het gevolg van de enigszins selectieve respons. Kunsteducatie in het voortgezet onderwijs: Voor de primaire respondenten is de informatie over of ze deelgenomen hadden aan een kunstzinnig eindexamenvak onafhankelijk verzameld via examenlijsten van de 31 betrokken scholen. Omdat de scholen geselecteerd zijn op basis van hun aanbod in kunstzinnige eindexamens, weten we dat de respondenten die deelgenomen hebben aan deze eindexamens tamelijk intensieve lessen hebben gehad in beeldende kunst of muziek; de positieve effecten van deze eindexamens op de latere cultuurparticipatie zijn gerapporteerd in Nagel e.a. (1997b). De siblings hebben zelf aangegeven of ze examen gedaan hebben in kunstzinnig vak. Door de gestratificeerde steekproeftrekking op basis van deelname aan een kunstzinnig eindexamenvak heeft ongeveer de helft van de primaire respondenten 3 We gebruiken percentielscores om uit de afzonderlijke indicatoren voor cultuurdeelname een samengestelde index te creëren om de volgende redenen. In de eerste plaats verkleinen percentielscores het gewicht van extreem actieve participanten en vergroten ze de verschillen tussen degenen die nooit en die soms participeren. In de tweede plaats is het gebruik van percentielscores een geschikte manier om de varianties van de afzonderlijke indicatoren te harmoniseren alvorens deze te middelen.

Nagel en Ganzeboom

77

daaraan deelgenomen (52 procent). Een minderheid van de siblings (21 procent) heeft examen gedaan in een kunstzinnig vak; in totaal heeft 39 procent van 1681 respondenten deelgenomen aan het eindexamenprogramma voor de kunstzinnige vakken. Hoogst voltooide opleidingsniveau: Onze eerste aandacht gaat uit naar de contextuele effecten van het voortgezet onderwijs. Daarnaast hebben we een gemeten index voor het hoogst voltooide of huidige opleidingsniveau (tabel 2). De primaire respondenten hebben informatie gegeven over hun volledige onderwijsloopbaan. Hierbij is het hoogste afgeronde of huidige opleidingsniveau berekend uit een maximum van negen opleidingen die de respondent kon noemen. Aan siblings is gevraagd naar het hoogst voltooide opleidingsniveau. Kenmerken van de ouders: Eén van de ouders is geïnterviewd over de culturele activiteiten van beide ouders in de tijd dat hun zoon of dochter nog thuis woonde (tabel 2). De index voor de cultuurparticipatie van beide ouders is berekend als het gemiddelde van percentielscores van deze items (alpha = .84). Ontbrekende waarden die zijn ontstaan doordat niet alle ouders zijn geïnterviewd (slechts 841), zijn opgevuld door het gemiddelde. In de analyses houden we hier via een controlevariabele rekening mee. Geboortejaar: Zoals hierboven vermeld, is het nodig om het geboortejaar van de respondenten constant te houden, omdat het leeftijdsbereik van de primaire respondenten wat beperkter is dan dat van de siblings. We houden ook rekening met geboortejaar omdat de steekproef meer respondenten uit recentere cohorten bevat. Dit wordt deels veroorzaakt doordat de eindexamens in de kunstzinnige vakken op de hogere niveaus van voortgezet onderwijs wat later zijn ingevoerd, en deels doordat oud-leerlingen uit recentere cohorten gemakkelijker op te sporen waren (zowel in examenlijsten als via hun ouders). Sekse: We houden sekse constant omdat de steekproef gestratificeerd is met betrekking tot deelname aan een kunstzinnig eindexamenvak. Het blijkt dat vooral meisjes examen hebben gedaan in een kunstzinnig vak (Nagel e.a., 1997b); 61 procent van de steekproef bestaat uit vrouwen.

Modellen In de analyses wordt een schatting van de totale effecten van het ouderlijk milieu gecombineerd met een gelijktijdige meting van de totale schooleffecten. Hoewel deze problemen conceptueel aan elkaar gerelateerd zijn, worden ze in de literatuur verschillend gemodelleerd. De manier waarop de gelijkenis tussen siblings meestal onderzocht wordt is via structural equation models for covariances (Hauser & Mossel, 1985). Hier gebruiken we daaentegen modellen die gewoonlijk toegepast worden bij de modellering van de gelijkenis tussen schoolgenoten: multilevel variance components models (Snijders & Bosker, 1996). Deze modellen drukken de gelijkenis tussen personen binnen dezelfde context uit in variantiecomponenten. Het minst complexe en meestal gebruikte multiniveaumodel is het hiërarchische model, dat betrekking heeft op hiërarchisch geneste contexten zoals leerlingen in een

78


Tabel 2. Beschrijving variabelen. Percentages (N = 1681) Cultuurparticipatie op 14-jarige leeftijd1: bioscoop 89.2 cultuurhistorisch museum 52.5 museum voor beeldende kunst 45.5 theater 38.9 klassiek concert 17.7 Cultuurparticipatie rond 30-jarige leeftijd1: bioscoop 77.4 cultuurhistorisch museum 39.3 museum voor beeldende kunst 41.0 theater 54.7 klassiek concert 23.9 Niveau voortgezet onderwijs: lbo 10.1 mavo 26.4 havo 46.7 vwo 16.8 Deelname aan een kunstzinnig examenvak 38.8 Hoogst voltooide opleidingsniveau: lbo 4.8 mavo 6.1 havo 12.1 vwo 5.0 mbo 28.7 hbo 32.8 wo 10.4 Kenmerken ouders (N = 841): hoger onderwijs vader 30.6 hoger onderwijs moeder 13.0 Ten minste één van beide ouders participeerde in: theater 66.9 cultuurhistorisch museum 61.2 museum voor beeldende kunst 50.1 klassiek concert 40.5 luisterde naar klassieke muziek 79.0 bezat klassieke muziek 69.4 bezat boeken over kunst 59.7 Geboortejaar: < -1955 1.3 1956-60 11.8 1961-65 52.3 1966-70 32.4 1970 - > 2.1 Vrouw 60.7 Bron: KUNST94 (Nagel e.a., 1997a) 1 Jaarlijks bezoek

Nagel en Ganzeboom

79

school of broers en zussen in een gezin. Het steekproefontwerp hier is echter niet hiërarchisch, maar gekruist van opzet: siblings zijn niet genest binnen scholen en scholen zijn niet genest binnen gezinnen. Dit vereist een complexer model dat alleen geschat kan worden via MCMC [Markov Chain Monte Carlo] schattingsprocedures. Deze zijn onderdeel van MlWin Development (MlWin, 2002). Om de eerste vraag te kunnen beantwoorden, naar de relatieve invloed van ouderlijk milieu en school, laten we eerste ‘lege’ random intercept modellen zien, waarin alleen de verschillen tussen gezinnen, tussen scholen en tussen personen worden gemodelleerd, maar niet de effecten van de inhoudelijke variabelen. De modellen geven aan hoe de variantie is verdeeld over de verschillende contexten. We beginnen met lege modellen met een enkele context, apart voor 14- en 30-jarige leeftijd (cross-sectionele enkelvoudig contextuele modellen). In een tweede stap schatten we dubbel contextuele modellen (modellen met gekruiste contexten), afzonderlijk voor 14- en 30-jarige leeftijd, die de effecten van de beide contexten ouderlijk milieu en school tegelijkertijd schatten. Om de tweede vraag te beantwoorden, over de continuïteit van cultuurparticipatie in de levenloop, schatten we vervolgens een longitudinaal model waarin de metingen van cultuurparticipatie op 14- en 30-jarige leeftijd beschouwd worden als genest binnen personen. Via longitudinale random intercept modellen bepalen we eerst de continuïteit in de cultuurparticipatie tussen 14- en 30-jarige leeftijd. Daarna breiden we het model uit door ook de contextuele invloed van ouderlijk milieu en school op te nemen. Het uiteindelijke longitudinale dubbel contextuele model laat zien in hoeverre de continuïteit in de culturele loopbaan het resultaat is van de contexten van ouderlijk milieu en school. Om de contextuele effecten van ouderlijk milieu en school te verklaren, voegen we ten slotte gemeten kenmerken van deze contexten toe. In deze modellen hanteren we een stapsgewijze benadering waarbij we starten met het random intercept model zonder gemeten kenmerken. In opeenvolgende stappen voegen we gemeten kenmerken van ouderlijk milieu en school toe. Deze stappen schatten niet alleen de effecten van gemeten kenmerken, zij tonen ook hoeveel van de variantie op individueel en groepsniveau toegeschreven kan worden aan de gemeten kenmerken van ouderlijk milieu en school. De gemeten kenmerken worden ook gebruikt om interacties te toetsen tussen het cultureel klimaat thuis en op school, zoals voorspeld door de derde hypothese.

Resultaten Cross-sectionele contextuele modellen Volgens de aan Bourdieus culturele reproductietheorie ontleende eerste hypothese vallen schoolverschillen grotendeels samen met verschillen naar ouderlijk milieu. De vraag is daarom: in hoeverre maken scholen een verschil, onafhankelijk van verschillen naar ouderlijk milieu? Om deze vraag te beantwoorden vergelijken we de cultuurparticipatie van siblings en schoolgenoten op 14- en 30-jarige leef-

80


tijd. Tabel 3 geeft lege modellen weer waarin de verdeling van de varianties over de groepsniveaus en het individuele niveau te zien is. Model A en B in tabel 3 laten de contextuele invloed van het ouderlijk milieu zien op 14- en op 30-jarige leeftijd afzonderlijk. Aangezien de varianties van de afhankelijke variabelen zijn weergegeven in een gestandaardiseerde meeteenheid en gelijk zijn aan 1.0, geven de getallen zowel de proportie variantie weer op elk niveau als de intraclass correlatie (de gelijkenis binnen een context). De correlatie tussen de cultuurparticipatie van twee siblings op beide leeftijden is 0.381. De schoolcontextmodellen C en D laten zien dat de correlatie tussen schoolgenoten toeneemt van 0.121 op 14-jarige leeftijd naar 0.185 op 30-jarige leeftijd. Omdat deze cijfers ook beschouwd kunnen worden als de proportie verklaarde variantie, is de eerste indruk dat ouderlijk milieu op beide leeftijden veel belangrijker is dan school. Omdat het enkelvoudige contextuele modellen zijn en beide contexten elkaar naar verwachting ten minste gedeeltelijk overlappen, overschatten ze beide de contextuele variantie. Model E en F schatten gekruiste dubbele contextuele modellen, opnieuw afzonderlijk voor 14- en 30-jarige leeftijd. Deze modellen schatten de variantie componenten in beide contexten tegelijkertijd. De netto correlatie tussen siblings is nu 0.313 op 14-jarige leeftijd en 0.283 op 30-jarige leeftijd, terwijl de correlatie tussen schoolgenoten toeneemt van 0.079 op 14-jarige leeftijd tot 0.143 op 30-jarige Tabel 3. Cultuurparticipatie op 14- en 30-jarige leeftijd. Variantiecomponenten van cross-sectionele (lege) random intercept modellen (N = 1681) MCMC-schatting.

school individu

.620 .034

.621 .034

E

enkelvoudige context school

enkelvoudige context school

D

leeftijd 14

leeftijd 30

.121 .033 .900 .033

.185 .041 .850 .032

Bron: KUNST94 (Nagel e.a., 1997a) (Standaard errors in cursief.)

F

dubbele context

leeftijd 30 .381 .041

C

dubbele context

ouderlijk milieu

leeftijd 14 .381 .040

B

enkelvoudige context ouderlijk milieu

enkelvoudige context ouderlijk milieu

A

leeftijd 14 .313 .039 .079 .024 .607 .034

leeftijd 30 .283 .037 .143 .033 .582 .034

Nagel en Ganzeboom

81

leeftijd. Dit zijn dus partiële correlaties, waarbij de andere context constant is gehouden. Deze cijfers zijn lager dan in de enkelvoudige contextuele modellen, omdat nu rekening is gehouden met de overlap tussen beide contexten. De modellen bevestigen niettemin de eerste indruk dat verschillen naar ouderlijk milieu veel belangrijker zijn dan schoolverschillen. Op beide leeftijden is de gelijkenis tussen siblings groter dan die tussen schoolgenoten. In tegenspraak met de eerste hypothese maakt school echter wel degelijk verschil uit. Hoewel de sterkste gelijkenis tussen siblings optreedt, lijken ook schoolgenoten meer op elkaar dan een random paar individuen. Als we bovendien de cijfers vergelijken tussen beide leeftijden, lijkt het erop dat de school aan invloed wint in de periode van adolescentie tot jongvolwassenheid. De correlatie tussen siblings daalt licht, terwijl de correlatie tussen schoolgenoten verdubbelt (maar overigens niet de mate van gelijkenis tussen siblings haalt).

Longitudinale contextuele modellen Hoe stabiel is de cultuurparticipatie over de levensloop? Om deze vraag te beantwoorden schatten we in tabel 4 longitudinale random intercept modellen waarin de cultuurparticipatie op 14- en op 30-jarige leeftijd wordt geanalyseerd door een extra niveau toe te voegen voor de (leef-)tijd. Het toegevoegde niveau, leeftijd, is hiërarchisch genest binnen individuen, omdat van elk individu de cultuurparticipatie op twee leeftijden bekend is. In model A wordt alleen het tijdsniveau van het individuele niveau onderscheiden. Het individuele niveau geeft nu de stabiliteit weer in de cultuurparticipatie tussen 14- en 30-jarige leeftijd. In de tabel is te zien dat de correlatie tussen cultuurparticipatie op beide leeftijden 0.469 is. Tabel 4. Cultuurparticipatie op 14- en 30jarige leeftijd. Variantiecomponenten van longitudinale (lege) random intercept modellen (N = 3362) MCMC-schatting. A B C D longitudinale longitudinale ouderlijk milieu longitudinale longitudinale context context school context dubbele context .355 .276 ouderlijk milieu .030 .027 .162 .119 school .035 .028 .469 .112 .340 .080 individu (stabiliteit) .027 .025 .024 .027 .533 .533 .533 .535 tijd (residuele variantie) .018 .019 .018 .019 Bron: KUNST94 (Nagel e.a., 1997a) (Standaard errors in cursief.)

82


Deze stabiliteit is deels het gevolg van het gegeven dat respondenten op beide leeftijden geclusterd zijn binnen dezelfde contexten van ouderlijk milieu en school. De volgende modellen zijn uitgebreid met de contexten van ouderlijk milieu en school. In model B en C worden de contexten van ouderlijk milieu en school eerst afzonderlijk opgenomen. In model D worden de contexten van ouderlijk milieu en school tegelijkertijd toegevoegd. De stabiliteit binnen het individu wordt uiteengelegd in drie componenten: ouderlijk milieu, school en individu. Het blijkt dat een zeer groot deel van de continuïteit in cultuurparticipatie gedurende de levensloop het gevolg is van de contexten van ouderlijk milieu en school. Slechts 8 procent van de totale variantie moet toegeschreven worden aan individuele kenmerken die niet gerelateerd zijn aan ouderlijk milieu en school, maar wel stabiel zijn over de levensloop. Dit betekent dat als we iemands milieu van herkomst en zijn opleiding kennen, we nagenoeg alles weten wat er te weten valt over zijn cultuurparticipatie over de levensloop. Andere stabiele individuele kenmerken, zoals geslacht, cohort, intelligentie of kunstzinnige vaardigheden zijn slechts voor een klein deel verantwoordelijk voor iemands cultuurparticipatie.

Modellen met gemeten kenmerken van ouderlijk milieu en school In de volgende modellen verklaren we de (contextuele) effecten van ouderlijk milieu en school op de cultuurparticipatie door gemeten kenmerken toe te voegen. Het longitudinale dubbel contextuele model in tabel 5 combineert de afzonderlijke metingen op 14- en 30-jarige leeftijd. Model A toont daarbij opnieuw het random intercept model, dat ook weergegeven was als model D in tabel 4. Na constant houden van de manier van interviewen (schriftelijk /telefonisch), geboortejaar, sekse en leeftijd (in model B) worden in model C gemeten kenmerken van het ouderlijk milieu toegevoegd. Zoals verwacht, wordt de variantie die gebonden is aan het ouderlijk milieu voor een belangrijk deel verklaard door de toegevoegde metingen van het ouderlijk milieu. Echter, ook de schoolvariantie daalt sterk. In feite zijn er niet veel schoolverschillen overgebleven nu rekening is gehouden met de opleiding en de culturele activiteiten van de ouders. Dit is in overeenstemming met de veronderstelling van Bourdieu dat schoolverschillen grotendeels compositie- (of selectie-) effecten zijn, waarbij kinderen van vergelijkbare sociale achtergrond naar dezelfde scholen (en daarbinnen schoolniveaus) voor voortgezet onderwijs gaan. Het toevoegen van het niveau van voortgezet onderwijs (in model D) reduceert de overblijvende schoolvariantie zeer sterk, tot een bijna niet-significant niveau. Dit betekent dat als het niveau van de school bekend is, ook de belangrijkste oorzaak voor resterende schoolverschillen in de culturele activiteit bekend is en dat andere schoolkenmerken er niet of nauwelijks toe doen. Het gemeten effect van schoolniveau is wel statistisch significant, maar niettemin kleiner dan dat van de gemeten indicator voor culturele socialisatie in het ouderlijk milieu. De variantie op het niveau van het ouderlijk milieu daalt nog wat verder. Dit betekent dat

Nagel en Ganzeboom

83

84


-.038 .119 .276 .080 .535

A

se C .021 .049 .019 .010 .020 -.031 .025 .000 .057 .086 .328

.041 -.004 .028 .056 .026 .174 .021 .091 .018 .534

B .070 .006 -.030 .000

.037 -.015 .028 .122 .027 .269 .027 .083 .019 .534

se

Bron: KUNST94 (Nagel e.a., 1997a) (Standaard errors in cursief.). a Vetgedrukt: p < .05.

geboortejaar vrouw sibling leeftijd 14-30 (0-1) interview ouders opleiding ouders cultuurpart. ouders niveau vg onderwijs kunstvak hoogste opleiding cult.ouders*niv.vo cult.ouders*kunstvak cult.ouders*opl. niveau vo*kunstvak 30 jaar*cult.ouders 30 jaar*opl.ouders 30 jaar*niveau vo 30 jaar*opleiding 30 jaar*kunstvak constante variantie school variantie ouders variantie individu variantie tijd .033 .018 .023 .022 .018

.016 .016 .152 .105 .534

se D .020 .052 .018 .017 .019 -.017 .025 -.001 .020 .052 .029 .063 .029 .318 .188

.028 .008 .022 .022 .018

se .019 .018 .017 .025 .019 .028 .030 .021

.014 .016 .152 .104 .532

E .048 .007 .004 .000 .050 .063 .310 .196 .066

.028 .009 .021 .021 .018

se .019 .018 .018 .025 .019 .028 .029 .021 .019

.016 .019 .146 .097 .534

F .046 .010 .017 .001 .043 .061 .298 .155 .068 .103

.029 .009 .022 .023 .019

se .018 .018 .018 .025 .019 .028 .028 .023 .019 .020

.016 .019 .144 .099 .534

G .047 .011 .020 .001 .040 .058 .301 .159 .068 .102 .022 .016 -.021 .022

Tabel 5. Cultuurparticipatie op 14- en 30-jarige leeftijd. Longitudinaal dubbel contextueel model. Contexten van ouderlijk milieu en school (N = 3354). Gestandaardiseerde coëfficiënten (standaardfouten) MCMC-schatting.a

.029 .008 .022 .024 .019

se .019 .018 .018 .025 .019 .028 .028 .023 .019 .020 .023 .020 .021 .018

se .019 .018 .018 .025 .019 .034 .034 .027 .023 .024

.036 .036 .029 .029 .025 .028 .009 .020 .020 .018

H .047 .010 .016 .001 .042 .058 .321 .141 .065 .027

-.046 .003 .027 .153 .007 .016 .020 .147 .103 .522

een deel van de gelijkenis tussen siblings het gevolg is van het gegeven dat ze hetzelfde niveau van voortgezet onderwijs hebben gevolgd. Model E laat de effecten van culturele instructie in het voortgezet onderwijs zien. Door het steekproefontwerp waarin de helft van de primaire respondenten eindexamen heeft gedaan in een kunstzinnig vak, verklaart de deelname daaraan geen schoolvariantie. Er is ook geen substantiële reductie in variantie op grond van ouderlijk milieu. Het deelnemen aan een eindexamen in een kunstzinnig vak komt dus niet speciaal voor in bepaalde gezinnen. Het gemeten effect zelf is wel significant en betekent dat deelnemers aan een kunstzinnig examenvak cultureel actiever waren en zijn gebleven dan hun schoolgenoten zonder kunstzinnig examenpakket. In model F wordt het hoogste behaalde opleidingsniveau als voorspeller toegevoegd. Deze variabele kan overlappen met het hoogste niveau van voortgezet onderwijs, en meet daarom in feite de toegevoegde waarde van tertiair onderwijs of ander onderwijs genoten na het voortgezet onderwijs. Het effect is significant, en maar iets kleiner dan dat van het niveau van voortgezet onderwijs. Dit houdt in dat vervolgonderwijs een effectief cultureel milieu vormt bovenop dat van de school voor voortgezet onderwijs. Model G toetst de derde hypothese, aangaande het cultivatie-effect. Hangt de effectiviteit van school af van het milieu van herkomst? Zoals onmiddellijk duidelijk wordt, is geen van de interacties tussen de gemeten kenmerken significant. De effecten van school hangen niet af van de cultuurparticipatie van de ouders, de ouders hebben geen invloed op de manier waarop de school uitwerkt. Model H onderzoekt ten slotte de mogelijke interacties tussen leeftijd en de belangrijkste onafhankelijke variabelen die in de eerdere modellen significante effecten hadden. We laten de effecten van cultuurparticipatie van de ouders, culturele instructie en opleidingsniveau variëren over de tijd door een interactie toe te voegen met een dummy-variabele die leeftijd 30 jaar weergeeft. Op die manier kunnen we verandering in context-effecten tijdens de levensloop in beeld brengen. Het model laat zien dat de effecten van cultuurparticipatie van de ouders, culturele instructie en het niveau van voortgezet onderwijs niet variëren met leeftijd. De effecten van het niveau van de vervolgopleiding nemen daarentegen toe tussen 14- en 30-jarige leeftijd: het hoogst voltooide opleidingsniveau maakt op 14-jarige leeftijd nog geen verschil, maar wel op 30-jarige leeftijd, nadat de onderwijsloopbaan is voltooid. Deze bevindingen steunen de hypothese over de toenemende invloed van school over de levensloop, gecombineerd met een tamelijk stabiele invloed van milieu van herkomst. Verder is er geen significante interactie: de effecten van de opleiding en de culturele activiteiten van de ouders, culturele instructie en het niveau van voortgezet onderwijs veranderen niet veel tussen 14- en 30-jarige leeftijd. Dit is een beetje onverwacht voor de effecten van culturele instructie, zoals ontvangen ter voorbereiding van het eindexamen, aangezien deze lessen immers hebben plaatsvonden ná 14-jarige leeftijd. Het betekent dat de ‘effecten’ van de eindexamens voornamelijk geïnterpreteerd moeten worden als selectie op kwaliteiten die al bestonden op

Nagel en Ganzeboom

85

14-jarige leeftijd en niet als beïnvloeding door de lessen zelf4. Op deze manier laat dit model zien dat, hoewel de hierboven beschreven modellen suggereren dat de school voor voortgezet onderwijs een onafhankelijk effect heeft op de latere cultuurparticipatie, het grootste deel van dit effect geïnterpreteerd moet worden als selectie op reeds bestaande belangstelling en dat de lessen zelf daar weinig aan toevoegen.

Conclusies Zoals in veel eerder onderzoek naar de participatie in traditionele cultuur is hier gevonden dat socialisatie in het ouderlijk milieu en opleiding beide een belangrijke rol spelen bij de totstandkoming van cultuurparticipatie. Door het gebruik van data in een longitudinaal dubbel contextueel design waarin zowel informatie over siblings als over schoolgenoten beschikbaar is op een vroeg en een later moment in hun levensloop, kunnen we aanzienlijk nauwkeurigere en gedetailleerdere conclusies trekken. De eerste conclusie is dat de verschillen in cultuurparticipatie die veroorzaakt worden door het ouderlijk milieu groter zijn dan de variaties die veroorzaakt worden door de opleiding. Uitgedrukt als variantiecomponenten zijn de invloeden van ouderlijk milieu ongeveer drie keer zo sterk als de effecten van de school voor voortgezet onderwijs. Dezelfde conclusie geldt voor de effecten van gemeten kenmerken van ouderlijk milieu en school. Deze bevindingen steunen in het algemeen Bourdieus hypothese over culturele reproductie als mechanisme achter de relatie tussen opleiding en cultuurparticipatie. Hoewel ze veel kleiner zijn dan effecten van ouderlijk milieu, zijn er onafhankelijke effecten van school op de cultuurparticipatie. De cultuurparticipatie neemt toe met het niveau van opleiding ná het voortgezet onderwijs, onafhankelijk van de effecten van voortgezet onderwijs. Daarnaast vinden we ook een significante en substantiële bijdrage van het voortgezet onderwijs zelf. Deze komen in hoge mate voort uit niveauverschillen in het secundair onderwijs. We hebben geen aanwijzing gevonden voor substantiële effecten van de schoolcontext als ruimtelijke of sociale locatie. Schooleffecten komen voort uit het niveau van het genoten voortgezet onderwijs, op welke school men dat onderwijs geniet doet er nauwelijks toe. We vinden wel een ‘effect’ van deelname aan een kunstzinnig examenvak in het voortgezet onderwijs. Deze ‘effecten’ van culturele instructie zijn echter al aanwezig op 14-jarige leeftijd, voordat de deelname hieraan plaatsvond, en moeten daarom toegeschreven worden aan selectie. De tweede conclusie is dat er een grote continuïteit bestaat tussen het retrospectief gerapporteerde cultureel gedrag in de adolescentie (14 jaar) en in de jongvolwassenheid (30 jaar). Interessant genoeg vinden we dat bijna al deze stabiliteit het gevolg is van de effecten van ouderlijk milieu en school en weinig ruimte laat 4 Nagel e.a. (1997b) vinden dat de effecten van kunsteducatie naar voren komen binnen kunstdisciplines. In de analyse hier is dit niet onderzocht.

86


voor andere individuele kenmerken die stabiel zijn over de levensloop en niet gerelateerd zijn aan de contexten van ouderlijk milieu en school. Ook is gebleken dat de effecten van ouderlijk milieu en school niet sterk variëren over de levensloop. De invloed van ouderlijk milieu is min of meer stabiel, is ongeveer hetzelfde op 14- en op 30-jarige leeftijd. Wat betreft de opleiding leidt een hoger niveau van onderwijs na het voortgezet onderwijs (voornamelijk tertiair onderwijs) tot extra variatie in de cultuurparticipatie na het voortgezet onderwijs. Verder is de invloed van het niveau van onderwijs tussen 14- en 30-jarige leeftijd ongeveer constant. Terwijl onze bevindingen overduidelijk in overeenstemming zijn met de eerste twee hypothesen van Bourdieus theorie over culturele reproductie, vinden we uiteindelijk geen bevestiging voor de daarin veronderstelde cultivatie-effecten van ouderlijk milieu en school. Ouderlijk milieu en school beïnvloeden de cultuurparticipatie onafhankelijk van elkaar en versterken elkaars effecten niet. Bij sommige conclusies dienen wel een paar kanttekeningen gemaakt worden. Hoewel onze steekproef betrekking heeft op een landelijke selectie van oud-leerlingen van het voortgezet onderwijs, beslaat deze niet het gehele Nederlandse onderwijssysteem. Een klein aantal leerlingen voltooit uitsluitend primair onderwijs, en deze groep valt hier buiten beschouwing. Een grotere groep volgt onderwijs ná het voortgezet onderwijs en aangetoond is dat de verschillen hierin bijdragen aan de verschillen op grond van het voortgezet onderwijs. Een onvermijdelijk probleem dat zich voordoet bij het modelleren van de schoolcontexten is dat deze niet gevolgd kunnen worden gedurende een gehele onderwijscarrière. Het onderzoek was opgezet als een multi-actor dataverzameling. Door gegevens van oud-leerlingen met hun klasgenoten te combineren kregen we een inzicht in de totale, gemeten en ongemeten, effecten van de school voor voortgezet onderwijs. Door gegeven van de oud-leerlingen te combineren met die van hun naaste sibling, verkregen we een inzicht in de totale invloed van de familie van herkomst. Door deze beide contexten te combineren in een design en via een gekruist multi-level model te analyseren, konden we beide totale invloeden met elkaar vergelijken. De volgende actor in onze data was de responderende ouder. Deze gegevens, via hun eigen mededeling verkregen, leidden tot het inzicht dat de gemeten kenmerken van het ouderlijk milieu slechts voor een deel van door familie veroorzaakte verschillen in cultuurparticipatie verantwoordelijk zijn, ongemeten kenmerken doen er ook nog veel toe. Bij de schoolcontext waren de effecten juist wel aan de gemeten kenmerken van het voortgezet onderwijs toe te schrijven, waarbij het opviel dat met name het niveau van het onderwijs verantwoordelijk is voor de effecten, niet de instructie in het eindexamenpakket en al helemaal niet het algemeen cultureel klimaat van de school. Ten slotte had ons onderzoek een longitudinale dimensie, waarbij het individu door retrospectie de context van zichzelf was. Cultuurparticipatie is een betrekkelijk stabiel gegeven in de levensloop, participatie op 14-jarige leeftijd is sterk verbonden met die op 30-jarige leef-

Nagel en Ganzeboom

87

tijd. Deze continuïteit komt nagenoeg geheel voor rekening van het milieu van herkomst en het genoten onderwijs.

Literatuur Bourdieu, P. (1977 [1970]) Reproduction in Education, Society and Culture. London: Sage. Bourdieu, P. & Darbel, A. (with Schnapper, D.) (1991[1969]) The Love of Art. European Art Museums and their Public. Stanford, California: Stanford University Press. Collins, R. (1979) The Credential Society: An Historical Sociology of Education. New York: Academic Press. Dimaggio, P. (1982) ‘Cultural Capital and School Success. The Impact of Status Culture Participation in the Grades of U.S. High School Students., American Sociological Review, 47, 189-201. Dimaggio, P. & Mohr, J. (1985) ‘Cultural Capital, Educational Attainment, and Marital Selection’. American Journal of Sociology, 90(6, May), 1231-1261. Eijck, K. van (1996) Family �� and Opportunity. A Sibling Analysis of the Impact of Family Background on Education, Occupation and Consumption. Tilburg: Tilburg University Press [dissertatie]. Ganzeboom, H. (1982) ‘Explaining Differential Participation in High-cultural Activities – A Confrontation of Information Processing and Status Seeking Theories’. In Raub, W. (Ed.). Theoretical Models and Empirical Analyses, 186-205. Utrecht: E.S.-Publications. Ganzeboom, H.B.G. (1984) Cultuur en informatieverwerking. Utrecht: Universiteit Utrecht [dissertatie]. Ganzeboom, H.B.G. (1996) Effects �� of Arts Education in Primary and Secondary Education on Cultural Consumption and Socio-economic Careers in Later Life. In: Art&Fact. Learning Effects of Arts Education, 146-156. Utrecht: �� LOKV [Netherlands Institute for Arts Education]. Ganzeboom, H.B.G. & Graaf P.M. de (1991) Culturele �� socialisatie en culturele participatie. Over de invloed van het ouderlijk milieu. In Verhoeff, R.; Ganzeboom, H.B.G. (Red.). Cultuur en publiek. Multidisciplinaire opstellen over de publieke belangstelling voor kunst en cultuur in Nederland, 133-157. Amsterdam: Siswo. Graaf, P. de (1986) ‘The Impact of Financial and Cultural Resources on Educational Attainment in the Netherlands’. Sociology of Education, 59, 237-246. Graaf, P. de (1989) ‘�� Cultural Reproduction and Educational Stratification’. In �� Bakker, B.F.M., Dronkers, J. & Meijnen, G.W. (Eds.), Educational Opportunities in the Welfare State. Longitudinal Studies in Educational and Occupational Attainment in the Netherlands, 39-57. Nijmegen: ITS. Hauser, R. M. & Mossel, P.A. (1985) ‘�� Fraternal Resemblance in Educational Attainment and Occupational. Status’. American Journal of Sociology, 91, 650-675.

88


Jager, H. de (1967). Cultuuroverdracht en concertbezoek. Leiden: Stenfert Kroese [dissertatie Universiteit Utrecht]. Knulst, W. (1989) Van vaudeville tot video: een empirisch-theoretische studie naar verschuivingen in het uitgaan en het gebruik van media sinds de jaren vijftig. Rijswijk: Sociaal en Cultureel Planbureau. MlWin (2002) MlWin Development. Version 1.2. [statistical software] http://multilevel.ioc.ac.uk/dev. Mohr, J. & DiMaggio, P. (1995) ‘�� The Intergenerational Transmission of Cultural Capital’. Research on Social Stratification and Social Mobility (14), 169-200. Nagel, I. & Ganzeboom, H. (2002) ‘Participation in Legitimate Culture: the Effects of Family and School from Adolescence to Adulthood’. The Netherlands Journal of Social Sciences, 38(2), 102-120 [Special issue on Bourdieu’s sociology of culture, edited by Paul M. de Graaf & Gerbert Kraaykamp]. Nagel, I., Ganzeboom, H., Haanstra, F. & Oud, W. [p.i.] (1997) KUNST94: Effecten van kunsteducatie in het voortgezet onderwijs 1994 [machine readable datafile]. Years of data collection: October 1993 – April 1995. Producer: ICS Data Archive. [ICS Code books - 31]. NIWI, Steinmetz Archives, P1362 [distributor] Nagel, I.; Ganzeboom, H.; Haanstra, F. & Oud, W. (1997) ‘Effects of Art Education in Secondary Schools on Cultural Participation in Later Life’. Journal of Art & Design Education, 16 (3), 325-331. Niehof, J. (1997) Resources and Social Reproduction. The Effects of Cultural and Material Resources on Educational and Occupational Careers in Industrial Nations at the End of the Twentieth Century. Amsterdam: �� Thela Thesis [dissertatie Katholieke Universiteit Nijmegen]. Ranshuysen, L. & Ganzeboom, H. (1993) Cultuureducatie en cultuurparticipatie. Opzet en effecten van de Kunstkijkuren en Muziekluisterlessen in het Amsterdams primair onderwijs. Rijswijk: Ministerie van WVC. Snijders, T. & Bosker, R. (1999) Multilevel Analysis. An Introduction to Basic and Advanced Multilevel Modelling. London: Sage. Veenstra, R. (1999) Leerlingen - klassen - scholen. Prestaties en vorderingen van leerlingen in het voortgezet onderwijs. Amsterdam: Thela Thesis [dissertatie Rijksuniversiteit Groningen]. Wippler, R. (1968) Sociale determinanten van het vrijetijdsgedrag. Assen: Van Gorcum en Comp. [dissertatie Rijksuniversiteit Groningen].

Nagel en Ganzeboom

89

90


Selectieve respons van alters in multi-actor surveys: Hoe selectief en maakt het uit? Matthijs Kalmijn en Aart C. Liefbroer

In dit artikel bestuderen we de respons van alters binnen een survey onderzoek onder respondenten en hun familieleden. In dit survey zijn uitwonende kinderen van respondenten via schriftelijke vragenlijsten benaderd. Ongeveer de helft van de kinderen deed mee aan het onderzoek. We laten zien dat de respons selectief is in een belangrijk aantal opzichten, met name wat betreft kenmerken van de relatie tussen ouder en kind. Daarnaast passen we modellen voor sample selection bias toe om te corrigeren voor selectieve respons. Deze correcties worden toegepast bij twee verschillende inhoudelijke vragen: een vraag over de manier waarop attitudes van kinderen door ouders worden beinvloed en een vraag over de determinanten van de kwaliteit van de relatie. Onze analyses laten zien dat de mate waarin selectieve respons de regressieschattingen vertekent afhangt van de vraag die men beantwoordt. Correcties zijn in het ene geval dus wel zinvol, in het andere geval niet. Afgesloten wordt met enkele suggesties over hoe men multi-actor data het beste zou kunnen analyseren.

Inleiding Eén van de belangrijkste problemen bij het verzamelen en analyseren van multiactor data is de beperkte en mogelijk selectieve respons van alters. In dit artikel bestuderen we de selectiviteit van alterdata aan de hand van een concreet voorbeeld, te weten het Netherlands Kinship Panel Study (Dykstra, Kalmijn et al. 2004). We gaan na hoe groot de respons is van actoren buiten het huishouden en we bestuderen de mate van selectiviteit van deze respons aan de hand van een groot aantal mogelijke determinanten. Vervolgens gaan we na wat de consequenties van selectiviteit zijn voor inhoudelijke conclusies omtrent de sterkte van effecten. Dit doen we aan de hand van twee inhoudelijke toepassingen, (a) de vraag omtrent de invloed van ouders op de opvattingen van hun kinderen, en (b) de vraag omtrent de determinanten van de kwaliteit van de ouder-kind relatie. Tot slot gaan we na op welke wijze gecorrigeerd kan worden voor selectieve respons. Uitwerking In het NKPS zijn personen geïnterviewd (het zogenoemde ‘anker’) en daarnaast is gepoogd informatie te verzamelen bij een op toevalsbasis geselecteerd aantal volwassen familieleden (de zogenoemde ‘alters’), waaronder kinderen van het anker. We bestuderen de omvang van deze respons, alsmede de determinanten van de respons. Hierbij kijken we naar drie groepen determinanten: (a) kenmerken van de relatie tussen anker en alter, (b) sociaal-structurele kenmerken van anker en alter, en (c) kenmerken van het interview met het anker.

Kalmijn en Liefbroer

91

Bij de eerste groep kenmerken ligt het voor de hand te veronderstellen dat de respons afhangt van de aard van de band tussen ouder en kind: Hoe beter de band, des te groter de kans dat de ouder het adres van het kind goed kent en het adres ook wil geven. Ook geldt dat hoe beter de band, des te groter de kans dat het kind iets voor de ouder wil doen en daarmee is ook de kans groter dat het kind de vragenlijst terugstuurt. Dit is voor onderzoek naar familierelaties meteen ook de meest problematische vorm van selectiviteit. Immers, in beschrijvend opzicht krijgt men wellicht een te ‘rooskleurig’ beeld van familierelaties. Bovendien kunnen hierdoor ook allerlei verbanden in familieonderzoek zijn vertekend. Bij de tweede groep kenmerken gaat het om met name sociaal-structurele kenmerken waarvan uit eerder onderzoek bekend is dat ze verband houden met de initiële respons (Groves, Cialdini et al. 1992; Groves en Couper 1998). Zo zijn laag opgeleiden minder vaak bereid aan onderzoek deel te nemen dan hoog opgeleiden, zijn jongeren ondervertegenwoordigd, en wordt deelname vaker geweigerd in de grote stad dan in een dorp. In dit onderzoek gaan we na of deze kenmerken ook invloed hebben op de kans dat alters meedoen, gegeven dat de ankerrespondent heeft meegedaan. Hierbij is bijzonder dat we enkele centrale kenmerken niet alleen van de anker weten, maar ook van de alter (via de anker). Omdat de alterrespons een product is van twee mensen (de anker moet het adres geven en de alter moet vervolgens de vragenlijst opsturen), is zo’n tweezijdige aanpak van belang. Als derde kijken we naar kenmerken van het interview die vooral in panel onderzoek zijn gebruikt om de bereidheid om aan vervolgrondes deel te nemen te analyseren (Fitzgerald, Gottschalk et al. 1998; Kalmijn 2002; Behr, Bellgardt et al. 2005; Lynn, Buck et al. 2005). Naarmate de ervaringen van een respondent tijdens een interview positiever zijn, blijkt de kans groter dat een respondent in een volgende ronde van het panelonderzoek opnieuw mee doet. Deze bevinding zouden we kunnen generaliseren naar de alter respons. Als het interview bijvoorbeeld minder prettig verliep, dan is allereerst de kans groot dat het anker geen toestemming zal geven om het kind te benaderen. Verder is het in dat geval ook mogelijk dat de anker minder bij het kind zal aandringen om de vragenlijst daadwerkelijk in te vullen of meer negatieve informatie aan de alter zal geven over het onderzoek. Om die reden kunnen negatieve ervaringen van het anker leiden tot non-respons bij de alter. Naast het bestuderen van de determinanten van de alter respons, bestuderen we de mogelijke gevolgen van selectieve respons – hierbij veronderstellend dat de respons in zekere mate selectief zal zijn in de hierboven besproken opzichten. Een hoge non-respons hoeft niet per se te leiden tot vertekening in de onderzoeksresultaten. De vraag naar vertekening is een empirische vraag die gaat over de mate waarin er sprake is van vertekening. Bovendien is de vraag, consequenties voor wat? Selectieve alter non-respons kan in de eerste plaats leiden tot vertekening in de gemiddelde scores op bepaalde variabelen, bijvoorbeeld een te hoge con-

92

Selectieve respons van alters in multi-actor surveys

tactfrequentie tussen ouder en kind. Voor veel verklarend onderzoek is dat echter minder ernstig – daar gaat het om de vraag of relaties tussen variabelen worden vertekend. Om hier inzicht in te krijgen dienen eerst inhoudelijk interessante en causale onderzoeksvragen te worden geformuleerd. Vervolgens dient men na te gaan in welke mate selectieve non-respons van alters tot vertekening leidt in de schatting van deze causale relaties. De inhoudelijke vragen die wij hier bestuderen zijn (a) in hoeverre de opvattingen van kinderen door het ouderlijk milieu worden beïnvloed, en (b) welke factoren van invloed zijn op de beoordeling van de kwaliteit van de ouder-kind relatie vanuit het perspectief van het kind. Wat de eerste onderzoeksvraag betreft kunnen er, op basis van de literatuur, twee verwachtingen worden geformuleerd en getoetst, te weten: (a) de opvattingen van kinderen worden beïnvloed door de opvattingen van hun ouders (waardensocialisatie-hypothese), en (b) de opvattingen van kinderen worden beïnvloed door de sociaal-culturele resources van de ouders (statusoverdracht-hypothese). De inhoudelijke verwachting over de invloed van selectiviteit is dat selectiviteit er toe leidt dat de sterkte van de verbanden wordt overschat, omdat relatief goede relaties oververtegenwoordigd zijn en dit juist vaak de relaties zijn waarin waardensocialisatie en statusoverdracht het meest effectief hebben plaatsgevonden (Cialdini en Trost 1998). De overschatting is naar verwachting vooral sterk bij opvattingen die te maken hebben met familiegerelateerde onderwerpen (Aldous en Hill 1965). Wat de tweede onderzoeksvraag betreft, gaan wij er vanuit dat de mate waarin een volwassen kind zijn of haar relatie met de ouder als kwalitatief goed of kwalitatief minder goed beoordeelt, afhangt van kenmerken van de relatie zelf – zoals de mate van uitgewisselde steun en de mate van conflicten binnen de relatie – maar dat ook verwachtingen omtrent de inhoud van familierelaties en mogelijkheden tot steunuitwisseling een rol spelen. Zo is het bijvoorbeeld mogelijk dat hoger opgeleiden hogere verwachtingen koesteren omtrent de inhoud van allerlei typen relaties en daardoor minder snel tevreden zullen zijn over de inhoud van relaties dan lager opgeleiden. Ook is het denkbaar dat personen in bepaalde fasen van de levensloop minder tijd en energie zullen steken in de relatie met ouders dan in andere fasen. Wat betreft het effect van selectiviteit is de inhoudelijke verwachting dat de oververtegenwoordiging van kwalitatief goede relaties er toe zal leiden dat de variantie in de onafhankelijke variabelen gering zal zijn, waardoor de kans op ‘Type II errors’ toeneemt en er ten onrechte geconcludeerd wordt dat bepaalde kenmerken de kwaliteit van de relatie met de ouder niet beïnvloeden. Bij de keuze van deze specifieke probleemstellingen hebben we ons door een aantal overwegingen laten leiden. In de eerste plaats liggen de probleemstellingen binnen het kader van het survey zelf, zodat onze toepassingen van nut kunnen zijn voor de gebruikers van die gegevens. In de tweede plaats hebben we toepassingen gezocht waarvoor alter data echt nuttig zijn. In veel toepassingen kan worden volstaan met proxy reports en zijn helemaal geen multi-actor data nodig. Men


93

kan hier denken aan sociaal-demografische informatie over het kind. Dit soort informatie kan de ouder meestal vrij goed rapporteren. Wellicht is het beter ook dergelijke kenmerken bij de kinderen zelf te meten, maar de hoge non-respons bij de alter laat zien dat hier een prijskaartje aan hangt. Voor meer subjectieve zaken, zoals percepties, gevoelens, en attituden, zijn metingen via proxy reports twijfelachtig en dient men wel de alters zelf te benaderen. Ten derde is het van belang te kijken naar afhankelijke variabelen die beïnvloed worden door kenmerken die ook van invloed zijn op de respons. De respons zal bijvoorbeeld beïnvloed worden door relatiekenmerken en daarom zouden effecten van relatiekenmerken op andere zaken gebiased kunnen zijn door selectieve respons. Bij het vaststellen van de mate van vertekening in de effecten wordt gebruik gemaakt van een min of meer standaardmethode om voor selectiviteit te controleren, namelijk Heckman’s model voor sample selection bias. Deze methode levert een betere schatting op van de inhoudelijke regressiemodellen op de selectieve alter sample doordat gecontroleerd wordt voor de (geschatte) kans dat alters meedoen. Deze kans wordt gebaseerd op een andere regressievergelijking waarin de respons van alters word gemodelleerd. Het succes van dergelijke modellen leunt sterk op de mate waarin men in staat is te begrijpen (goed te modelleren) welke alters wel en niet meedoen. Gezien de grote hoeveelheid data in ons survey over de anker-alter relatie, over de alter zelf (via proxy reports van de anker), en over het verloop van het interview, is dit in ons geval goed te doen. Onze aanpak levert derhalve niet alleen een indruk op van de mate van vertekening, zij biedt tevens een goede mogelijkheid voor correctie. Dat laatste is het derde en laatste doel van dit paper. Ons paper levert een zo uitgebreid mogelijk model op voor de alter respons en deze set van variabelen kan derhalve ook in andere toepassingen worden gebruikt, zij het dat het te schatten model voor elke inhoudelijke vraag natuurlijk weer opnieuw moet worden geschat – alleen het selectiemodel bevat immers dezelfde onafhankelijke variabelen.

Data, metingen, methode Het NKPS is een grootschalig landelijk representatief onderzoek onder de Nederlandse bevolking. Het is gebaseerd op een adressensteekproef. Per adres werd random één persoon van 18-79 jaar oud ondervraagd. Respondenten werden thuis geïnterviewd en dienden na afloop een schriftelijke vragenlijst in te vullen. Tijdens het gesprek werden alle bestaande familieleden in kaart gebracht en werden een aantal familieleden voor nader onderzoek geselecteerd. Bij de kinderen ging het om maximaal 2 kinderen van 18 jaar en ouder. De selectie was random en er werden geen ‘vervangers’ geregeld. Respondenten werd gevraagd naar het adres van het kind. Als de respondent daarvoor toestemming gaf, werd vervolgens de vragenlijst naar het kind opgestuurd (of achtergelaten in het geval het kind thuis woonde). In geval van non-respons bij het kind werden (maximaal 2) herinne-

94


ringsbrieven gestuurd, waarbij bij de laatste brief opnieuw de vragenlijst werd verstuurd.1 In de huidige toepassing selecteren we respondenten die ten minste één uitwonend kind hebben van 21 jaar of ouder. Het gaat hier om 2751 anker respondenten. Voor deze anker respondenten zijn in principe 4715 uitwonende kinderen van 21 jaar of ouder beschikbaar. De volgende onafhankelijke variabelen worden in de analyses gebruikt. Allereerst kijken we naar relatiekenmerken zoals gerapporteerd door de anker (de ouder): 1. frequentie van face-to-face contact met het kind, 2. frequentie van telefonisch contact met het kind, 3. gepercipieerde kwaliteit van de relatie met het kind, 4. verleende steun van kind aan ouder, 5. verleende steun van ouder aan kind, 6. conflicten in de relatie tussen ouder en kind, 7. afstand tot de woonplaats van het kind. Vervolgens kijken we naar sociaal-demografische kenmerken: 1. opleidingsniveau van ouder en kind, 2. religieuze betrokkenheid van de ouder, 3. leeftijd van het kind, 4. de sekse-samenstelling van het ouder-kind paar, 5. urbanisatiegraad van de woonplaats van ouder en kind, 6. partnerstatus van de ouder. Deze informatie is afkomstig uit het interview met de ouder en dus voor alle dyades beschikbaar. De leeftijd van de ouder correleert zo hoog met die van het kind dat we alleen de leeftijd van het kind hebben opgenomen. Verder kijken we naar wat we noemen methodologische variabelen: 1. een schaal die aangeeft hoe prettig het interview is verlopen, 2. een variabele die item non-respons meet in de door het anker in te vullen schriftelijke vragenlijst (deze schriftelijke lijst bevat veel attitude-items), 3. een variabele die aangeeft of de anker de schriftelijke vragenlijst heeft ingevuld.2

1 Deze bijdrage maakt gebruik van data van de Netherlands Kinship Panel Study, waarvoor financiering is verkregen van het Fonds Investeringen Groot van de Nederlandse Organisatie voor Wetenschappelijk Onderzoek (NWO), onder subsidienummer 480-10-009. De NKPS wordt ook financieel en institutioneel gesteund door het Nederlands Interdisciplinair Demografisch Instituut (NIDI), de Universiteit Utrecht, de Universiteit van Amsterdam en de Universiteit van Tilburg. 2 Ankers die geen schriftelijke vragenlijst hebben ingevuld hebben een gemiddelde score toegewezen gekregen op de variabele voor item non-respons.


95

Naast deze variabelen zijn er de inhoudelijke variabelen, namelijk de door het kind gepercipieerde kwaliteit van de relatie in de attitudes van het kind (en de parallelle attitude van de ouder). De kwaliteit is gemeten op een vierpuntsschaal met als categorieën: heel goed (4), goed (3), redelijk (2), slecht (1). De verdeling is scheef: ongeveer de helft van de kinderen beoordeelt de relatie als ‘heel goed.’ De volgende typen opvattingen komen aan de orde (voor Likert-schalen wordt eerst de betrouwbaarheid van de schaal voor de ouder vermeld, gevolgd door die voor het kind): 1. gevoelens van verplichting jegens familie (Cronbach’s α = .88 / .83), 2. liberale opvattingen over sekse rollen (Cronbach’s α = .77 / .77), 3. tolerantie ten aanzien van niet-standaard leefvormen zoals ongehuwd samenwonen en eenoudergezinnen (Cronbach’s α = .72 / .78), 4. mate van nadruk op autoriteit bij de opvoeding, 5. kerkbezoek (lopend van 1 voor nooit tot 5 voor wekelijks). De opvattingen (1-4) zijn met meerdere items gemeten en zijn geconstrueerd als de som van de gestandaardiseerde items. Waardenoverdracht wordt hier geassumeerd van ouders naar kinderen te lopen. Een dergelijke assumptie is niet geheel houdbaar, maar bij de genoemde opvattingen kan goed beargumenteerd worden dat het effect van ouders op kinderen sterker is dan andersom. Ook bij de modellen voor de relatiekwaliteit realiseren we ons dat effecten van relatiekenmerken zoals contact op kwaliteit wederzijds kunnen zijn. We laten dit probleem hier verder buiten beschouwing. De modellen die geschat worden bestaan uit een probit regressiemodel voor de selectieve respons en een lineair regressiemodel voor de inhoudelijke relaties. Dit betekent dat het niet noodzakelijk is om afzonderlijk een analyse te doen voor de selectieve respons. Niettemin presenteren we toch eerst een gewoon probit model omdat de schattingen van de Heckman modellen steeds iets veranderen als een andere afhankelijke variabele wordt geobserveerd. Bovendien kan in het probit model nog een tweede model worden gepresenteerd, en dat is een model waarin onderscheid wordt gemaakt tussen het geven van een adres en het meedoen van de alter als een adres is verkregen. Hiermee krijgen we inzicht in de vraag in welke stap van het responsproces de problemen liggen. In het identificeren van een Heckman regressiemodel dienen variabelen gevonden te worden die wel in de selectievergelijking zijn opgenomen maar niet in de inhoudelijke vergelijking. Het volgende schema laat zien hoe we dit hebben opgelost:

96


Onafhankelijke variabelen Waarden ouder Relatiekenmerken Sociaal-structurele kenmerken Methodologische variabelen

Selectievergelijking X X X

Inhoudelijke vergelijking (toepassing 1) X X

Inhoudelijke vergelijking (toepassing 2) X X

Omdat in veel families informatie over twee kinderen van het anker beschikbaar is zal er gecontroleerd worden voor clustering van de data. Bij de modellen voor toepassing 2 convergeerde de volledige Maximum Likelihood schattingen niet en zijn we overgegaan op een schatting via Heckman’s tweestaps methode. Bij die laatste methode was de clusteroptie niet mogelijk.

Resultaten In 72% van de ouder-kind paren gaf de ouder toestemming om het kind te benaderen. Deze kinderen kregen allemaal een vragenlijst thuisgestuurd. Vervolgens stuurde 67% van deze kinderen een vragenlijst retour. Dit resulteert in een respons van 48%. Uit ons onderzoek blijkt verder dat de respons van (uitwonende) kinderen zich gunstig verhoudt ten opzichte van die van andere alters. De respons van siblings is bijvoorbeeld 36% en die van ouders is 39% (Dykstra, Kalmijn et al. 2004). De (non)respons van kinderen is vergelijkbaar met de Nederlandse non-respons bij (initiële) respondenten. Als de responsgeneigdheid binnen families zou zijn geclusterd – in de zin dat bereidwillige ouders bereidwillige kinderen hebben – lijkt de alter non-respons van kinderen echter aan de hoge kant. Het gaat hier immers om kinderen van al responderende ankers. Wel valt ons op dat veel ouders geen toestemming gaven om het kind te benaderen (28%). We menen dat dit element van de non-respons gemakkelijker valt te bestrijden dan de weigering van kinderen. De kinderen kregen tijdens het veldwerk al een groot aantal reminders. Selectiviteit van de alter-respons Om meer inzicht te krijgen in de mate van selectiviteit van de respons van kinderen van de ankers is een aantal probit regressiemodellen geschat. De resultaten van deze modellen zijn weergegeven in Tabel 1. Allereerst wordt voor de groepen variabelen relatiekenmerken, sociaal-structurele kenmerken en methodologische kenmerken afzonderlijk getoond in hoeverre zij de mate van respons van kinderen beïnvloeden (modellen A t/m C). Vervolgens worden de resultaten voor een analyse waarin alle drie de groepen variabelen zijn meegenomen gepresenteerd (D). De totale respons is opgebouwd uit twee elementen, te weten (a) toestemming van anker om zijn of haar kind een vragenlijst toe te sturen en (b) respons van het kind onder die kinderen voor wie toestemming tot benadering is verkregen. In de laat-


97

ste twee kolommen van Tabel 1 (model E en model F) worden deze twee stappen afzonderlijk gemodelleerd, waardoor meer inzicht verkregen kan worden in de vraag of de ‘oorzaak’ van de non-respons aan de kant van de anker of aan de kant van de alter moet worden gezocht. Vanwege de relatief geringe verschillen tussen de effecten in modellen A tot en met C enerzijds en model D anderzijds, staan wij vooral stil bij de resultaten van modellen D, E en F. Uit model D blijkt allereerst dat de mate waarin kinderen van ankers aan het onderzoek meedoen door twee relatiekenmerken wordt beïnvloed: kinderen doen vaker mee naarmate de ouder de relatie met het kind als kwalitatief beter ervaart en maarmate de ouder van mening is dat de relatie minder door conflicten wordt gekenmerkt. De sterkte van deze effecten kan worden geïllustreerd met behulp van de op basis van dit model geschatte kans dat kinderen de vragenlijst invullen waarbij alle andere onafhankelijke variabelen op het gemiddelde zijn gezet. Als de ouder de relatie met het kind als ‘zeer goed’ ervaart is de kans dat het kind de vragenlijst invult 53%, terwijl die kans slechts 33% is als de ouder de relatie als ‘slecht’ ervaart. De invloed van conflicten in de relatie is geringer: als de ouder van mening is dat er geen conflicten zijn, dan is de kans dat het kind participeert 50%, terwijl deze kans 41% is als de ouder in de afgelopen meerdere keren conflicten heeft gehad met het betreffende kind. Andere relatiekenmerken beïnvloeden de respons van het kind niet. Met name opvallend is de geringe invloed van de contactfrequentie als kwaliteit en conflict constant zijn gehouden. In bivariate analyses heeft de contactfrequentie wel een significant effect. Verder zien we een lichte aanwijzing voor een reciprociteitseffect. Als de ouder veel steun geeft aan het kind is de respons van het kind hoger (alleen significant in Model A). Uit de resultaten van model E en model F blijkt verder dat de kwaliteit van de relatie zowel het geven van toestemming om het kind te benaderen beïnvloedt als de geneigdheid van het kind om de vragenlijst in te vullen. De kwaliteit beïnvloedt de respons dus van twee kanten. Dit geldt niet voor het effect van het hebben van conflicten. Ouders die veel conflicten met hun kind ervaren geven minder vaak toestemming dan ouders geen conflicten ervaren. Op de geneigdheid van hun kind om de vragenlijst in te vullen heeft het ervaren van conflicten verder geen invloed. Uit Model D blijkt verder dat ook de opgenomen sociaal-structurele kenmerken de respons door het kind sterk beïnvloeden. Er worden statistisch significante effecten gevonden voor opleidingsniveau van het kind, sekse van ouder en kind, urbanisatiegraad van de woongemeente van de ouder, het gescheiden zijn van de ouder en de immigratie status van de ouder. Het opleidingsniveau van het kind heeft een sterk effect. De respons van universitair geschoolde kinderen is 61%, terwijl de respons van kinderen die alleen de lagere school hebben afgerond slechts 33% is. Dat hoger opgeleide kinderen vaker responderen dan lager opgeleide kinderen is op zichzelf niet verrassend – immers ook bij initiële respons speelt opleiding een grote rol. Wat wel verrassend is dat ouders ook vaker toestemming geven om hoger opgeleide kinderen te benaderen dan om lager opgeleide kinderen te

98



99

-,972 112 4713

Face-to-face contact frequentie (log) Overig contact frequentie (log) Geografische afstand van kind (log) Gepercipieerde kwaliteit van het contact Steun ontvangen van kind Steun gegeven aan kind Mate van conflict met kind Niet-westerse 1e en 2e generatie Opleidingsniveau ouder Opleidingsniveau kind Ouder kerklid Leeftijd kind Sekse ouder (moeder versus vader) Sekse kind (dochter versus zoon) Urbanisatiegraad woonplaats ouder Urbanisatiegraad woonplaats kind Ouder gescheiden Ouder verweduwd Positieve evaluatie van het interview Aantal ontbrekende waarden in enquete Geen schriftelijke vragenlijst van ouder Constante

Model Chi-square N

(,00)

Model A ,022 (,35) ,019 (,28) ,016 (,34) ,212 (,00) ,025 (,31) ,036 (,04) -,150 (,00)

284 4357

-,388

-,649 ,038 ,194 -,061 -,002 -,084 ,410 -,072 -,028 -,349 -,031

(,02)

(,00) (,09) (,00) (,22) (,51) (,07) (,00) (,00) (,13) (,00) (,62)

Model B

113 4713

,104 -,072 -,812 -,722

(,00) (,00) (,00) (,00)

Model C

383 4357

Model D ,006 (,81) ,008 (,68) ,009 (,62) ,169 (,00) ,044 (,09) -,017 (,38) -,121 (,03) -,543 (,00) ,023 (,34) ,170 (,00) -,035 (,49) -,002 (,48) -,101 (,04) ,397 (,00) -,067 (,00) -,030 (,10) -,320 (,00) -,047 (,47) ,087 (,00) -,049 (,05) -,699 (,00) -1,415 (,00) 243 4357

Model D ,024 (,41) ,015 (,48) -,013 (,53) ,133 (,00) ,022 (,47) ,022 (,33) -,178 (,00) -,306 (,10) -,019 (,51) ,108 (,00) -,027 (,65) -,012 (,00) -,205 (,00) ,199 (,00) -,098 (,00) -,038 (,06) -,184 (,01) -,027 (,72) ,131 (,00) -,036 (,21) -,532 (,00) -,119 (,73)

Tabel 1. Probit regressie van de kans dat het kind participeert: Regressiecoefficienten en p-waarden tussen haakjes Respons Respons Respons Respons Ouder geeft toestemming

230 3204

Respons kind gegeven toestemming Model D -,007 (,84) ,008 (,73) ,023 (,30) ,135 (,00) ,046 (,13) -,044 (,05) -,018 (,79) -,528 (,01) ,052 (,06) ,172 (,00) -,027 (,64) ,007 (,06) ,009 (,86) ,424 (,00) -,019 (,42) -,012 (,59) -,304 (,00) -,046 (,53) ,021 (,43) -,045 (,11) -,556 (,00) -1,104 (,00)

benaderen. Blijkbaar houden ouders bij het geven van toestemming al rekening met de mate waarin hun kind interesse heeft in of over de vaardigheden beschikt om de vragenlijst in te vullen. De respons van het kind wordt niet beïnvloed door de vraag of de ouder lid is van een kerkgenootschap of niet. De leeftijd van het kind heeft geen overall effect maar hier geldt dat er sprake is van twee elkaar opheffende effecten. Naarmate het kind ouder is, is de ouder minder geneigd om toestemming voor benadering van het kind te geven, maar is het kind meer bereid om te responderen. Respons hangt verder samen met de sekse van ouder en kind, maar deze effecten zijn tegengesteld. Als de moeder het anker is respondeert haar kind minder vaak dan wanneer de vader het anker is. Dit wordt veroorzaakt, zo blijkt uit een vergelijking van modellen E en F doordat moeders minder vaak bereid zijn om toestemming tot benadering van hun kind te verlenen dan vaders. Mogelijk maken moeders zich meer zorgen over de vraag of hun kinderen het doorgeven van hun adres wel op prijs stellen dan vaders. Bij kinderen ligt het sekseverschil anders en is het effect ook sterker. De bevinding is hier in lijn met wat uit ander onderzoek bekend is. Dochters hebben een hogere geschatte respons (58%) dan zonen (41%). Uit model E en F blijkt dat dit overigens niet alleen komt doordat dochters vaker de vragenlijst insturen, maar ook doordat ouders vaker toestemming geven om hun dochter te benaderen dan om hun zoon te benaderen. Nadere analyses laten zien dat er geen significante interactie is tussen de sekse van ouder en kind. Het is dus niet zo dat moeder-dochter dyades vaker responderen dan op grond van de twee hoofdeffecten verwacht kan worden. Dit interactie-effect wordt ook niet gevonden in een kaal model, zonder relatiekenmerken. Respons varieert slechts weinig al naar gelang de woonplaats van ouder en kind. De woonplaats van het kind heeft in het geheel geen effect en voor de woonplaats van de ouder geldt dat de respons van het kind lager is naarmate ouders in een meer verstedelijkte omgeving wonen. Dit verschil, zo blijkt uit model E, vloeit voort uit het feit dat ouders in verstedelijkte gebieden minder geneigd zijn toestemming tot benadering te geven dan ouders op het platteland. Mogelijk dat dit een grotere gevoeligheid voor privacy onder stedelingen reflecteert. De partnerstatus van de ouder is ook van belang. De respons van kinderen is lager als de ouder die in het onderzoek participeert gescheiden is (van de andere biologische ouder van dit kind). Van deze groep kinderen respondeert slechts 39%, in vergelijking met 52% onder andere kinderen (geschatte waarden op basis van het model). Dit verschil komt door twee zaken. Allereerst zijn gescheiden ouders minder geneigd om toestemming te geven om hun kinderen te benaderen. Daarnaast zijn de kinderen van gescheiden ouders die wel benaderd mogen worden ook minder bereid om de vragenlijst te retourneren. Opvallend is dit effect wel omdat reeds gecontroleerd is voor met ouderlijke scheiding gecorreleerde relatiekenmerken, zoals contactfrequentie, afstand, en conflicten. Dus ook bij gelijke niveaus van relatiekwaliteit responderen kinderen van gescheiden ouders minder

100


vaak. Wellicht dat hier nog deels ongecorreleerde kwaliteitsoordelen van de kinderen doorheen spelen. Tot slot zien we dat de kans dat het kind respondeert beduidend veel kleiner is onder niet-westerse allochtonen (29%) dan onder andere respondenten (50%) (geschatte waarden uit het model, bij gelijke gemiddelden op de overige variabelen). Uit model E en F blijkt dat dit niet zozeer komt doordat allochtone ouders minder vaak toestemming geven om hun kind te benaderen, maar vooral doordat de kinderen minder vaak responderen. Dit kan deels te maken hebben met de buitenlandse adressen onder allochtone alters. De laatste groep variabelen betreft methodologische kenmerken. Ook deze blijken de respons van de kinderen in sterke mate te beïnvloeden. Allereerst is de respons van het kind hoger naarmate de interviewer het interview als meer positief heeft ervaren. Dit element beïnvloedt echter alleen de bereidheid van de ouder om toestemming te geven en niet de geneigdheid van kinderen om de vragenlijst te retourneren. Blijkbaar wordt de geringe interesse van de respondent niet overgedragen op het kind. Verder wordt de respons van het kind beïnvloedt door het aantal missende waarden in de schriftelijke vragenlijst die de ouder heeft ingeleverd. Naarmate de ouder meer vragen onbeantwoord heeft gelaten is de kans op response van de zijde van zijn of haar kind kleiner. Het sterkst is het effect van het niet retourneren van de schriftelijke vragenlijst door de ouder. Kinderen van ouders die zelf de schriftelijke vragenlijst niet hebben ingevuld hebben een veel lagere response dan andere kinderen (25% vs. 51%). Dit komt zowel doordat de ouder van de eersten minder geneigd is toestemming voor benadering te verlenen (57% vs. 76%) als doordat de kinderen van ouders die hun vragenlijst niet terugsturen zelf ook veel minder vaak de vragenlijst retourneren (47% vs. 68%). Mogelijk spelen hier tevens administratieve factoren een rol.

Intergenerationele overdracht De eerste onderzoeksvraag waarvoor nagegaan zal worden of de resultaten worden beïnvloed door de selectiviteit van de respons van de kinderen betreft de vraag in welke mate de attitudes van kinderen worden beïnvloed door de attitudes van hun ouders en door sociaal-structurele kenmerken. In Tabel 2 staan de resultaten weergegeven voor vier attitudes en een sterk cultureelgebonden gedragswijze (kerkbezoek). Daarbij worden steeds twee modellen vergeleken, te weten een model waarin een OLS regressie wordt geschat zonder rekening te houden met de selectieve respons door kinderen en een model waarin – met behulp van Heckman’s sample selectiemodel – wel wordt gecorrigeerd voor selectieve respons door kinderen. Bij de bespreking van de resultaten zullen wij slechts summier stilstaan bij de inhoudelijk interpretatie van de gevonden verbanden, maar vooral aandacht besteden aan de consequenties van het al dan niet corrigeren voor selectieve respons.


101

Uit de resultaten in Tabel 2 blijkt op verschillende manieren dat selectieve response van kinderen slechts een gering effect heeft op de inhoudelijke resultaten rond intergenerationele overdracht. In de eerste plaats blijkt dat uit het feit dat het effect van Mill’s lambda weliswaar dicht in de buurt van significantie komt, maar voor geen van de vijf modellen een p-waarde van .05 of lager haalt. Ook voor de Rho-waarde – de mate van samenhang tussen de error-termen van de twee vergelijkingen – geldt dat er slechts in één geval sprake is van een significant effect, te weten bij de analyse van opvattingen omtrent familieverplichtingen. Een tweede indicatie dat selectiviteit de resultaten slechts weinig vertekent, wordt gevormd door het feit dat de effecten van intergenerationele overdracht weinig veranderen wanneer er voor selectiviteit wordt gecontroleerd. Voor alle vijf de afhankelijke variabelen geldt dat er sprake is van intergenerationele overdracht en dat dit effect vrijwel ongewijzigd blijft wanneer er wordt gecontroleerd voor selectiviteit. De sterkte van de intergenerationele overdracht verschilt overigens aanmerkelijk per afhankelijke variabele. Overdracht is het sterkst voor kerkbezoek (b = 0.52) en is ook behoorlijk sterk waar het tolerantie omtrent niet-huwelijkse leefvormen betreft (b = 0.46).3 Wat zwakker is de samenhang tussen ouderlijke attitude en die van hun kinderen met betrekking tot sekserollen (b = 0.20). Het zwakst is de overdracht van familieverplichtingen (b = 0.10) en opvoedingswaarden (b = 0.12). Een derde teken dat selectiviteit een tamelijk bescheiden rol speelt is het feit dat ook de effecten van sociaal-structurele kenmerken op de opvattingen van kinderen weinig veranderen wanneer Heckman’s sample selectiemodel wordt vergeleken met een eenvoudig OLS model. De enige uitzondering hierop wordt gevormd door de resultaten voor familieverplichtingen. Wanneer niet wordt gecontroleerd voor selectiviteit, dan zou worden geconcludeerd dat er op dit punt geen verschillen zijn tussen niet-westerse allochtonen en anderen, dat zoons en dochters niet van elkaar verschillen en dat stedelijkheid van de ouderlijke woonomgeving geen rol speelt. Uit het Heckman sample selectiemodel blijkt echter, dat deze effecten wel degelijk belangrijk zijn. Niet-westerse migranten voelen sterkere verplichtingen jegens hun familie dan andere respondenten, dochters voelen minder sterke verplichtingen dan zonen en gevoelens van verplichting zijn sterker naarmate de ouders in meer verstedelijkte gebieden wonen. De eerste twee resultaten stemmen overeen met de resultaten zoals die eerder voor ankers zijn gevonden (Liefbroer en Mulder 2006). Het laatste resultaat suggereert dat kinderen sterkere verplichtingen voelen wanneer hun ouders leven in een omgeving waar solidariteit op buurtniveau minder goed gewaarborgd is. Ten slotte leidt controle voor selectiviteit in de analyse van familieverplichtingen er ook toe dat een effect niet significant blijkt te worden. Op basis van de OLS regressie kon worden geconcludeerd dat kinderen van gescheiden ouders minder familieverplichtingen voelen dan anderen, maar in Heckman’s sample selectiemodel blijkt dit effect niet langer significant. 3 Omdat beide variabelen zijn gestandaardiseerd is het effect in feite een gestandaardiseerde regressiecoëfficiënt.

102



103

(,70) (,01) (,07) (,18) (,00)

,007

-,045

-,116 -,080 1,538

(,00) (,47) (,57) (,00) (,54) (,00) (,00)

OLS

-,011 -,238 ,029 -,010 -,386

,202 ,153

Vervolg tabel 2 op de volgende pagina

Attitude van ouder Niet-westerse immigrant (1e en 2e generatie) Opleidingsniveau ouder Opleidingsniveau kind Ouder kerklid Leeftijd kind Sekse kind (dochter versus zoon) Urbanisatiegraad woonplaats ouder Urbanisatiegraad woonplaats kind Ouder gescheiden Ouder verweduwd Constante Rho Sigma Lambda -,137 -,084 1,438 ,099 ,912 ,090

-,047

,003

-,008 -,228 ,027 -,010 -,364

(,13) (,16) (,00) (,32) (,02) (,29)

(,01)

(,88)

(,72) (,00) (,56) (,00) (,00)

Heckman ,201 (,00) ,116 (,63)

Traditionele sekserollen attitudes

-,179 -,029 ,855

-,007

,016

,034 -,118 ,115 -,016 -,071

,125 ,352

OLS

(,01) (,63) (,00)

(,70)

(,44)

(,13) (,00) (,02) (,00) (,10)

(,00) (,15)

,055 ,011 1,848 -,799 1,217 -,972

,013

,058

-,007 -,226 ,129 -,014 -,314

(,50) (,88) (,00) (,03) (,04) (,06)

(,55)

(,01)

(,77) (,00) (,02) (,00) (,00)

Heckman ,103 (,00) ,764 (,02)

Gevoelens van verplichting jegens familie

Tabel 2. Regressie van de attitudes van het kind op selecte kenmerken: Regressiecoefficienten uit OLS en Heckman modellen en p-waarden tussen haakjes

-,004 -,131 -,785

,030

-,014

,004 ,087 -,094 ,012 ,184

,460 -,174

OLS

(,94) (,03) (,00)

(,06)

(,42)

(,83) (,00) (,01) (,00) (,00)

(,00) (,49)

-,021 -,133 -,869 ,100 ,839 ,084

,028

-,019

,006 ,097 -,096 ,012 ,205

(,70) (,03) (,00) (,07) (,02) (,06)

(,08)

(,29)

(,77) (,00) (,01) (,00) (,00)

Heckman ,461 (,00) -,205 (,41)

Liberale attitudes over primaire leefvormen

104

Selectieve respons van alters in multi-actor surveys -,198 ,058 ,222 -,080 ,018 ,153 -,026 ,059 ,123 ,056 -1,722

(,45) (,01) (,00) (,09) (,00) (,00) (,17) (,00) (,06) (,33) (,00)

-,246 ,061 ,236 -,081 ,018 ,184 -,032 ,057 ,099 ,051 -1,851 ,128 ,942 ,121

(,36) (,00) (,00) (,09) (,00) (,00) (,10) (,00) (,15) (,37) (,00) (,10) (,01) (,09)

Opvoedingswaarden die autonomie benadrukken OLS Heckman ,122 (,00) ,123 (,00) (,00) (,08) (,75) (,27) (,71) (,21) (,68) (,12) (,01) (,75) (,91)

,520 ,434 -,006 ,024 -,001 ,049 ,008 -,025 -,116 -,020 -,016

OLS

-,001 ,030 ,010 -,024 -,095 -,015 ,082 -,103 ,830 -,085

,521 ,470 -,010 ,014

(,72) (,50) (,57) (,14) (,05) (,80) (,63) (,10) (,02) (,08)

(,00) (,06) (,60) (,56)

Heckman

Kerkbezoekfrequentie

Noot: Voor Rho, Sigma, en Lambda zijn standaardfouten en geen p-waarden gepresenteerd. Full Maximum Likelihood schattingen. De selectievergelijking is identiek aan die in Tabel 1. Steekproef is beperkt tot ankers die een schriftelijke vragenlijst hebben ingevuld. Attitude van ouder en kind zijn op identieke wijze gemeten. Bij kerkbezoek gaat het om gedragingen van ouder en kind en niet om attitudes.

Attitude ouder Kerkbezoekfrequentie ouder Niet-westerse immigrant (1e en 2e generatie) Opleidingsniveau ouder Opleidingsniveau kind Ouder kerklid Leeftijd kind Sekse kind (dochter versus zoon) Urbanisatiegraad woonplaats ouder Urbanisatiegraad woonplaats kind Ouder gescheiden Ouder verweduwd Constante Rho Sigma Lambda

Tabel 2. vervolg

Kwaliteit van de relatie met de ouder De tweede inhoudelijk onderzoeksvraag betreft welke relatie- en sociaal-structurele kenmerken de kwaliteit van de relatie van het kind met de ouder beïnvloeden. Omdat de response van het kind sterk samenhangt met relatiekenmerken en met sociaal-structurele kenmerken zou hier een potentieel sterke vertekening van de causale relaties op kunnen treden. In het bijzonder zou kunnen worden verwacht dat mogelijke effecten worden onderschat door gebrek aan variantie in belangrijke onafhankelijke variabelen (bijvoorbeeld contactfrequentie of conflict). Om dit na te gaan zijn opnieuw twee modellen, te weten een OLS regressiemodel zonder controle voor selectiviteit van kinderresponse en een Heckman sample selectiemodel geschat. In Tabel 3 worden de resultaten van deze twee modellen gepresenteerd. Tabel 3. Regressie van de door het kind gepercipieerde kwaliteit van de ouder-kind relatie op selecte kenmerken: Regressiecoefficienten uit OLS en Heckman modellen en p-waarden tussen haakjes Selectie OLS Heckman vergelijking Kwaliteit ouder-kind relatie volgens ouder ,169 (,00) Face-to-face contact frequentie (log) ,158 (,00) ,150 (,00) ,006 (,83) Overig contact frequentie (log) ,088 (,00) ,083 (,00) ,008 (,65) Geografische afstand van kind (log) ,002 (,90) -,003 (,83) ,009 (,61) Steun ontvangen van kind ,052 (,01) ,030 (,14) ,045 (,06) Steun gegeven aan kind ,058 (,00) ,056 (,00) -,018 (,31) Mate van conflict met kind -,238 (,00) -,177 (,00) -,123 (,03) Niet-westerse immigrant of kind van immigrant ,156 (,35) ,438 (,01) -,540 (,00) Opleidingsniveau ouder -,012 (,46) -,030 (,09) ,023 (,27) Opleidingsniveau kind 0,000 (1,00) -,068 (,01) ,170 (,00) Ouder kerklid -,002 (,97) ,023 (,54) -,033 (,47) Leeftijd kind -,005 (,02) -,005 (,03) -,002 (,47) Sekse ouder (moeder versus vader) ,065 (,06) ,104 (,00) -,100 (,02) Sekse kind (dochter versus zoon) -,007 (,83) -,159 (,00) ,400 (,00) Urbanisatiegraad woonplaats ouder -,005 (,74) ,021 (,20) -,066 (,00) Urbanisatiegraad woonplaats kind ,029 (,04) ,040 (,01) -,031 (,09) Ouder gescheiden -,194 (,00) -,066 (,25) -,317 (,00) Ouder verweduwd -,144 (,00) -,122 (,01) -,057 (,32) Positieve evaluatie van het interview ,085 (,00) Aantal ontbrekende waarden in enquete -,050 (,02) Geen schriftelijke vragenlijst van ouder -,704 (,00) Constante 2,386 (,00) 3,075 (,00) -1,404 (,00) Rho -,753 Sigma ,832 Lambda -,627 (,14) Noot: Voor Lambda zijn standaardfouten en geen p-waarden gepresenteerd. Tweestaps schattingen. De selectievergelijking is identiek aan die in Tabel 1 met een extra covariaat.


105

Uit een vergelijking van de effecten van het OLS model en het Heckman sample selectiemodel blijkt dat er duidelijke verschillen zijn in de statistische significantie van diverse variabelen. In vier gevallen zijn variabelen niet statistisch significant in het OLS regressiemodel maar wel in Heckman’s sample selectiemodel. In twee gevallen is het tegenovergestelde het geval. Dit betekent dat het niet-controleren voor sample selectie in dit specifieke geval zowel tot Type I-errors als tot Type II-errors kan leiden. Zoals gezegd, zijn er vier verbanden in het OLS model niet, maar in het Heckman sample selectie model wel statistisch significant. Dit geldt voor immigratiestatus (niet-westerse migranten rapporteren een hogere relatiekwaliteit), opleidingsniveau van het kind (hoe hoger het opleidingsniveau hoe lager de relatiekwaliteit), sekse van de ouder (de relatie met de moeder is beter dan die met de vader) en de sekse van het kind (dochters hebben slechtere relaties dan zonen). Verder zijn er twee verbanden in het OLS model wel, maar in het Heckman sample selectie model niet statistisch significant. Het gaat hier om steunverlening door de ouder (de kwaliteit van de relatie met de ouder hangt niet af van de hoeveelheid steun die de ouder verleent) en om het al dan niet gescheiden zijn van de ouder (de relatie met de ouder is niet slechter als deze laatste gescheiden is). Het effect van Mill’s lambda is ook in overeenstemming met de verwachtingen. Het effect is negatief, hetgeen laat zien dat het de geneigdheid om niet te responderen samengaat met een lagere relatiekwaliteit. Dit laat zien wat we eerder al zagen: slechte relaties zijn ondervertegenwoordigd in multi-actor data.

Conclusies Onze resultaten analyses leiden tot een aantal conclusies. 1. Respons van alters – in dit geval uitwonende kinderen – is laag, maar niet lager dan respons bij initiële respondenten. 2. Response van alters is zeer selectief. Deze selectieve response hangt samen met alle drie de onderzochte type kenmerken, te weten kenmerken van de ouderkind relatie, sociaal-structurele kenmerken van ouder en kind en kenmerken die iets zeggen over de motivatie van de ouder om in het onderzoek te participeren. Verder blijkt dat deze kenmerken de totale response van kinderen zowel beïnvloeden door differentiële toestemming om het kind te benaderen als door differentiële participatie van die kinderen die benaderd mochten worden. Tot slot zijn zowel kenmerken van ouders als die van kinderen van belang – dit onderstreept nog eens het tweezijdige karakter van de respons. 3. De vraag of selectieve respons effect heeft op effecten in regressiemodellen hangt af van het soort fenomeen dat men analyseert. Bij onze analyses van intergenerationele overdracht van waarden vonden we weinig verschillen tussen een gecorrigeerd model en een ongecorrigeerd model. Bij onze analyses van de relatiekwaliteit vonden we wel grote verschillen en is selectieve respons dus niet zonder gevolgen. Deze twee analyses verschillen in één belangrijk op-

106


zicht: bij de overdracht van waarden spelen relatiekenmerken zelf geen rol, bij de determinanten van de relatiekwaliteit spelen relatiekenmerken juist een belangrijke rol. Dit is waarschijnlijk ook de reden waarom selectieve respons in het tweede geval ernstiger is – de alter respons is juist voor relatiekenmerken gevoelig. Voorzichtig concluderen we dat als het gaat om onderzoekstoepassingen in de sfeer van persoonlijke relaties, de selectiviteit van alterdata problematisch is. Omdat veel alterdata juist voor dergelijke toepassingen worden verzameld, is selectiviteit van alterdata een relevant probleem. We hebben laten zien dat met Heckman’s regressie voor sample selectie er een correctie kan worden aangebracht en we adviseren toepassingen in deze sfeer van dergelijke technieken gebruik te maken. Wel moet deze aanpak voor elke analyse weer apart worden toegepast en dat vraagt behoorlijk wat extra werk. Bovendien is het niet altijd gemakkelijk de Heckman modellen te identificeren, zodat het wellicht niet altijd een oplossing zal zijn. Tevens adviseren we voor nieuw onderzoek met een multi-actor design om (a) zoveel mogelijk kenmerken van alters ook via proxies te achterhalen, en (b) goede metingen te doen van de interesse en betrokkenheid van de anker respondent bij het onderzoek. Deze soorten kenmerken maken het gemakkelijker om selectieve alter respons te modelleren en maken het beter mogelijk Heckman’s sample selectiemodellen te identificeren. Daarnaast dient men na te denken over te verzamelen variabelen die respons van alters kunnen voorspellen en die niet te maken hebben met het onderwerp van ondervraging zelf. Van dergelijke kenmerken kan men immers gemakkelijker veronderstellen dat zij alleen in de selectievergelijking van het Heckman model horen en niet in de inhoudelijke vergelijking. Al met al is het van groot belang voorafgaand aan de dataverzameling te anticiperen op de methodische problemen die men bij multi-actor analyse zal tegenkomen.

Literatuur Behr, A, E. Bellgardt en U. Rendtel. 2005. ‘Extent and determinants of panel attrition in the European Community Household Panel.’ European Sociological Review 21:489-512. Cialdini, R.B. en M.R. Trost. 1998. ‘Social influence: Social norms, conformity, and compliance.’ 2: 151-192 in The handbook of social psychology, vol. 2, edited by D.T. Gilbert, S.T. Fiske, and G. Lindzey. Boston: McGraw-Hill. Dykstra, P.A., M. Kalmijn, T.C.M. Knijn, A.E. Komter, A.C. Liefbroer en C.H. Mulder. 2004a. Codebook of the Netherlands Kinship Panel Study, a multi-actor, multi-method panel study on solidarity in family relationships, Wave 1. The Hague: Netherlands Interdisciplinary Demographic Institute. Dykstra, P.A., M. Kalmijn, T.C.M. Knijn, A.E. Komter, A.C. Liefbroer en C.H. Mulder. 2004b. ‘The Netherlands Kinship Panel Study, 2002-2003.’ Netherlands’ Interdisciplinary Demographic Institute, The Hague. Fitzgerald, J., P. Gottschalk en R. Moffitt. 1998. ‘The impact of attrition in the Panel


107

Study of Income Dynamics.’ Journal of Human Resources 33:300-344. Groves, R.M., R.B. Cialdini en M.P. Couper. 1992. ‘Understanding the decision to participate in a survey.’ Public Opinion Quarterly 56:475-495. Groves, R.M. en M.P. Couper. 1998. Nonresponse in household interview surveys. New York: John Wiley. Kalmijn, M. 2002. ‘Sex segregation of friendship networks - Individual and structural determinants of having cross-sex friends.’ European Sociological Review 18:101-117. Liefbroer, A.C. en C.H. Mulder (2007) ‘Family obligations’. 123-146 in P.A. Dykstra, M. Kalmijn, T.C.M. Knijn, A. Komter, A.C. Liefbroer en C.H. Mulder (Red.), Family solidarity in the Netherlands. Amsterdam: Dutch University Press. Lynn, P., N. Buck, J. Burton, A. Jackle en H. Laurie. 2005. ‘A review of methodological research pertinent to longitudinal survey design and data collection.’ Institute for Social and Economic Research, Essex.

108


Over de auteurs Jannes de Vries schreef aan de Radboud Universiteit Nijmegen een proefschrift over de vraag in hoeverre meetfouten in gezinsachtergrondvariabelen de overdracht van status, culturele consumptie, partijvoorkeur en religiositeit vertekenen. Momenteel werkt hij als postdoc aan de Universiteit van Tilburg, waar hij onderzoek doet naar inkomensverandering gedurende de levensloop en naar intergenerationele solidariteit. Paul de Graaf is sinds 1 januari 2007 hoogleraar sociologie aan de Universiteit van Tilburg. Hij is daar onder meer verantwoordelijk voor de European Values Study. Daarvoor werkte hij als universitair hoofddocent bij sociologie aan de Radboud Universiteit en was daar een van de projectleiders van de Familie-enquête Nederlandse Bevolking (edities 1998, 2000 en 2003). Zijn onderzoeksbelangstelling betreft sociale mobiliteit, onderwijssociologie, oorzaken en gevolgen van echtscheiding, en, sinds kort, de internationale vergelijking van waardenpatronen. Tanja van der Lippe is als hoogleraar sociologie van huishoudens en arbeidsrelaties verbonden aan de vakgroep sociologie /ICS van de Universiteit Utrecht. Haar onderzoeksinteresse ligt op het terrein van de interdependenties tussen werk en privé, zowel binnen Nederland als internationaal vergelijkend. Ze verwierf verscheidene subsidies van NWO en de Europese Commissie voor onderzoek naar vraagstukken op het terrein van huishoudens en arbeidsrelaties. Pearl A. Dykstra is als onderzoeker verbonden aan het Nederlands Interdisciplinair Demografisch Instituut (NIDI) en is bijzonder hoogleraar verwantschapsdemografie aan de Universiteit Utrecht. Zij coördineert de Netherlands Kinship Panel Study (NKPS). Haar publicaties hebben betrekking op veroudering en de levensloop, inter- en intragenerationele familieverbanden, en eenzaamheid. Ze is lid van de Koninklijke Nederlandse Akademie van Wetenschappen en van de Sociaal-Wetenschappelijke Raad. Jornt Mandemakers studeerde van 2001 tot 2006 Sociologie aan de Universiteit van Utrecht, eerst het doctorale programma later de onderzoeksmaster Sociology and Social Research. In 2006 liep hij stage bij het NIDI en schreef daar zijn afstudeerthesis met als onderwerp vertekeningen en onnauwkeurigheid van rapporteren in ouder-kind relaties. In 2006/2007 studeerde hij demografie (European Doctoral School of Demography) aan het Max Planck Instituut voor demografisch onderzoek in Rostock, Duitsland. Sinds 1 september is hij promovendus bij de Universiteit van Tilburg op het onderwerp levenslooptransities en gezondheid. Interesses: sociologie, demografie, ongelijkheid en methoden.

over de auteurs

109

Harry Ganzeboom studeerde sociologie in Utrecht en promoveerde daar in 1984 op een proefschrift over culturele participatie. Vervolgens was hij verbonden aan de Katholieke Universiteit Nijmegen als UHD sociologie en vanaf 1993 aan de Universiteit Utrecht als hoogleraar sociologie en gamma-informatica. Vanaf 2002 is hij hoogleraar sociologie en methoden & technieken van sociaal-wetenschappelijk onderzoek aan de Vrije Universiteit Amsterdam. Ineke Nagel studeerde psychologie en sociologie in Utrecht en promoveerde daar in 2004 op een proefschrift over cultuurparticipatie in de levensloop. Vanaf 2004 is zij verbonden aan de Vrije Universiteit Amsterdam als UD methoden en technieken van sociaal-wetenschappelijk onderzoek. Zij is de trekker van verschillende grootschalige dataverzamelingsprojecten over de culturele loopbanen van jongvolwassenen. Matthijs Kalmijn is hoogleraar sociologie aan de Universiteit van Tilburg. Zijn onderzoeksterrein is levensloop, ongelijkheid, en etniciteit. Hij is (mede)initiatiefnemers van verschillende grootschalige en mede door NWO gefinancierde dataverzamelingsprojecten, waaronder het Netherlands Kinship Panel Study en het nog te starten Panel Study of Social and Cultural Dynamics. Aat Liefbroer is hoofd van de afdeling Sociale Demografie van het NIDI (Nederlands Interdisciplinair Demografisch Instituut) en bijzonder hoogleraar Demografie van Jong-Volwassenen aan de Vrije Universiteit in Amsterdam. Zijn onderzoek richt zich vooral op de levensloop van jong-volwassenen, bijvoorbeeld welke veranderingen daarin plaatsvinden en hoe verschillen in timing en volgorde van gebeurtenissen binnen en tussenlanden verklaard kunnen worden.

110

Over de auteurs


In de maatschappijwetenschappen is het verzamelen van data bij aan elkaar gerelateerde personen, ofwel multiactor data, nog meer uitzondering dan regel. Het benaderen van ‘anderen’, buiten het huishouden, is kostbaar en er kleven methodologische problemen aan. Door de te verwachten lagere respons zullen multi-actor data vrijwel altijd incompleet zijn. Ook kan er een vertekening optreden. Toch is het verzamelen en analyseren van multi-actor data aan het opkomen. Dat valt samen met het populairder worden van multilevel modellen in de statistiek. Inhoudelijke en statistische ontwikkelingen beïnvloeden elkaar hier wederzijds positief. Tegelijk komen in het sociologische onderzoek de prospectieve dynamische data (panels) op, waarbij ook steeds vaker multi-level modellen worden toegepast, wat laat zien dat paneldata lijken op multiactor data. Een van de belangrijke innovaties in het sociologische onderzoek zou kunnen liggen in het combineren van deze twee ontwikkelingen in het survey onderzoek, dus het verzamelen van langlopende multi-actor paneldata. Daarmee wordt de deur geopend om vragen te beantwoorden over de manier waarop individuen beïnvloed worden door de resources, de normen en waarden, en de gedragingen van de personen in hun directe omgeving: klassieke sociologische vragen die tot nu toe onderbelicht zijn gebleven. Begin 2007 hebben Data Archiving and Networked Services (DANS) en de Universiteit van Tilburg een symposium georganiseerd – ‘Multi-actor data in surveyonderzoek: moeilijkheden en mogelijkheden’ – om dit toenemende gebruik van multi-actor data voor het voetlicht te brengen. In deze publicatie zijn de bijdragen aan dit symposium gebundeld.

Multi-actor data in survey onderzoek Bijdragen aan het DANS symposium van 17 januari 2007 Redactie Matthijs Kalmijn Marion Wittenberg

Data Archiving and Networked Services (DANS) is de nationale organisatie die zorgt voor de opslag en blijvende toegankelijkheid van onderzoeksgegevens in de alfa- en gammawetenschappen. DANS beheert bestaande digitale archieven, helpt bij het tot stand komen van nieuwe en voert projecten uit op het gebied van datavoorziening. Zo organiseert DANS ook symposia over onderwerpen rond het behoud, de toegang tot en het gebruik van data. Bijdragen aan deze symposia worden uitgegeven in de serie DANS Symposium Publications. 978- 90- 5260- 292- 9

9 789052 602929

An

ant

dans Symposium Publicaties

3

ant Bijdragen aan het DANS symposium van 17 januari 2007 Redactie Matthijs Kalmijn Marion Wittenberg dans Symposium Publicaties

Recommend Documents