METHODEBERICHT. golf 4 (1995) Kristof Decoster. Prof. Dr. Thérèse Jacobs. Rudy Marijnissen. Elke Speltincx. Heleen Vanden Bergh

Kristof Decoster Prof. Dr. Thérèse Jacobs Rudy Marijnissen Elke Speltincx Heleen Vanden Bergh

METHODEBERICHT golf 4 (1995)

Juli 1998

Het Steunpunt Gezinsdemografisch Panel wordt gefinancierd in het kader van het Programma Valorisatie van federale sociaal-economische databanken, Federale Diensten voor wetenschappelijke, technische en culturele aangelegenheden. Alle data van Wallonië en de meeste data van Brussel werden verzameld door het Waalse PSBH-team onder leiding van prof. dr. B. Bawin (ULg).

Eerste druk: 1998 Gepubliceerd door Steunpunt Gezinsdemografisch Panel, Universiteit Antwerpen (U.I.A.), Universiteitsplein 1, 2610 Wilrijk (België) NUGI 651

ISBN 90 – 572 -

PSBH: Methodebericht golf 4 (1995)

3

Inhoudstafel INHOUDSTAFEL

3

INLEIDING

4

DEEL I : ONDERZOEKSMETHODE

7

1. ORGANISATIE VAN HET VELDWERK 1.1 Bevragingsprocedure 1.2 Resultaten 2. RESPONS 2.1 Demografische structuur van de steekproef in de vierde golf (1995) 2.2 Attritie en non-respons 3. DE WEGING VAN HET PSBH-BESTAND 3.1 Panel-opzet en representativiteit 3.2 Beschrijving van de methode 3.3 PSBH-weging 3.4 Effecten van weging DEEL II : BESCHIKBARE INFORMATIE

7 7 8 22 22 34 56 56 58 60 70 82

1. INLEIDING

82

2. BASISBESTANDEN

83

2.1 Structuur, sleutelvariabelen, naamgeving 2.2 Wegingsfactoren 2.3 Forwardfeeding DEEL III : INDICATOREN 1. DE DAGELIJKSE LEEFWERELD : KENMERKEN VAN DE HUISHOUDENS 1.1 Samenstelling huishoudens 1.2 Woonindicatoren 1.3 Welvaartsindicatoren 2. ARBEID

83 83 83 86 86 86 89 93 93

2.1. Betaalde arbeid 2.2 Huishoudelijk werk

94 95

3. WELZIJNSINDICATOREN

96

3.1 Zorgsituaties 3.2 Zorgverlening 3.3 Sociale integratie

96 97 99

BIBLIOGRAFIE

109


4

Inleiding

De vierde onderzoeksronde van de Panel Studie van Belgische Huishoudens werd uitgevoerd in 1995. In dit bericht documenteren we opnieuw1 de resultaten van het veldwerk, bespreken we uitvoerig het uitrekenen van de wegingcoëfficiënten en stellen we een aantal analyses voor. Het onderdeel ‘enkelvoudige frequenties’ - bedoeld om een zicht te krijgen op de absolute aantallen in het gegevensbestand- nemen we ditmaal niet op in de gedrukte versie; geïnteresseerden kunnen ze raadplegen op de www-pagina. Ook in 1995 werkten we enerzijds in de context van het Steunpunt Gezinsdemografisch panel (de samengevoegde bestanden van Ulg en UIA, namelijk de Psbh-databank) en anderzijds in de context van de European Community Household Panel. Het Belgische aandeel in de ECHP omvat naast de Psbh-data ook gegevens aangebracht door het Centrum voor Sociaal beleid (UFSIA). Deze databank wordt voorzien van eigen wegingcoëfficiënten, berekend binnen de diensten van Eurostat. De gegevens van België kunnen bij de meewerkende onderzoeksploegen worden verkregen; jammer genoeg krijgen we niet de toelating om ook de data van derde landen ter beschikking te stellen. Hier moet de aanvraag gebeuren via Eurostat. Op dit ogenblik worden via Eurostat de gegevens van 1994 én van 1995 ter beschikking gesteld. 2 Het methodebericht beschrijft het veldwerk en de resultaten voor de Psbh-gegevensbank. De CSB-enquête is beperkt tot de vragenlijst van Eurostat, maar de Psbh-vragenlijst omvat bijkomende vragen, vooral met betrekking tot het functioneren van de gezinnen en tot de inplanting van de gezinsleden in hun familiaal netwerk. In 1995 namen we ook een beperkt aantal indicatoren op die peilen naar de aanwezigheid van en ideeën over “luxe” in de huishoudens. Vandaar dat we het zinnig en nuttig blijven vinden om de Psbh-data als een aparte entiteit te beschouwen. Net zoals vorig jaar worden de kwaliteitsindicatoren van het veldwerk berekend volgens het model dat Eurostat hanteert. Dit jaar besteden we opnieuw bijzondere aandacht aan de beschrijving van de berekening van de wegingcoëfficiënten. Bedoeling is dat de gebruikers optimaal ingelicht zijn over de redenering die aan de basis ligt voor de berekening. Dit lijkt ons ook de enige waarborg te bieden voor een adequaat gebruik van deze gewichten. Verder is ook het onderdeel van de resultaten van analyses iets uitgebreider geworden. Uiteindelijk willen we ertoe komen om de rijkdom van de gegevens te illustreren aan de hand van een jaarlijkse monografie over het leven in België. Op dit ogenblik moeten we voor de realisatie van deze aanzet van monografie terugvallen op analyses die werden uitgevoerd in het kader van extern gefinancierde projecten. Het spreekt voor zich dat we deze analyses slechts kunnen publiceren in dit bericht, wanneer de opdrachtgever de resultaten reeds in zijn 1

De methodeberichten van de vorige golven kunnen, net zoals dit bericht en aanvullende informatie, afgeladen worden uit de WWW-pagina’s van het PSBH-project (http://PSBH-www.uia.ac.be/psbh) ² Analyses worden op regelmatige basis gepubliceerd in de publicatie “Rapid reports” en “Statistics in focus”; er is ook een Newsletter, volledig gewijd aan de opvolging van de werkzaamheden van de ECHP.


bezit

5


6

heeft. Omwille van het feit dat veruit de meeste opdrachten verband houden met het beleidsvoorbereidend onderzoek in Vlaanderen, kunnen we in dit bericht indicatoren voorstellen die werden toegepast op het Belgische bestand en aldus doublures vermijden. Het project werd voor de periode 1995-1998 gefinancierd door de Diensten voor wetenschappelijke, technische en culturele aangelegenheden (DWTC) van de federale regering op basis van een tweejaarlijkse bevraging. We konden ons ritme van jaarlijkse bevraging volhouden dank zij de financiële tussenkomst van Eurostat, maar vooral dank zij een bijkomend DWTC-krediet voor 1998. Immers, de co-financiering door Eurostat bleek ruim onvoldoende te zijn om het veldwerk, de aanmaak van de gegevensbank, de cleaning van de data en de bediening van de gebruikers te betalen. Er is geen ruimte voor het uitvoeren van analyses. Het Steunpunt Gezinsdemografisch panel heeft het opvolgen van het panel en de integratie van de nieuwe informatie in de Psbh-gegevensbank als hoofdtaak. Essentieel aan deze taak is dat de valorisatie van deze gegevens door wetenschappelijk onderzoekers mee in het opdrachtenpakket zit. We zijn blij te kunnen melden dat de groep gebruikers van de data gestaag toeneemt. Het betreft gebruikers uit federale en regionale administraties en instellingen die Psbh-indicatoren integreren in dossiers met een beleidsvoorbereidend karakter; het betreft uiteraard ook onderzoekers aan universiteiten en hogescholen die de data voor wetenschappelijk onderzoek gebruiken. In de Nieuwsbrief, die binnenkort verschijnt, kunnen we voor het eerst een ruime lijst aan publicaties opnemen. Juni 1998


7

DEEL I ONDERZOEKSMETHODE

1. Organisatie van het veldwerk

1.1 Bevragingsprocedure De interviewers en supervisoren Het UIA-team zette ook in golf 4 de interviewers in die aangesloten zijn bij het Interviewersnetwerk, een project van het Steunpunt Politiek Opinieonderzoek o.l.v. Prof. J. Billiet en gecoördineerd door A. Carton (KU Leuven). Het ULG-team in Brussel rekruteerde zijn interviewers opnieuw uit het netwerk dat gecoördineerd wordt door de Franstalige partner van het Steunpunt Politiek Opinieonderzoek, Prof. Frognier (UCL). Voor Wallonië werden de interviewers gerekruteerd door de medewerkers van het Steunpunt in Luik. Zowel het team van de UIA als dat van Luik deelden het onderzoeksgebied op in regio’s. Aan het hoofd van elke regio staat een supervisor, die de brug vormt tussen het onderzoeksteam en de interviewers. Alle interviewers werden specifiek voor de panelstudie getraind. Voor deze training, en als geheugensteuntje, werd een Handleiding voor de interviewer3 geschreven. Alle nieuwe interviewers, degenen dus die niet aan de vorige onderzoeksgolf hebben meegewerkt, dienden bovendien na het afwerken van 3 huishoudens met de supervisor het geleverde werk te bespreken. Dit is het zogenaamde ‘bijsturinggesprek’. In golf 4 zijn er in Vlaanderen 15 nieuwe interviewers en 77 interviewers die al participeerden in golf 3. Het is erg belangrijk dat zoveel mogelijk huishoudens jaarlijks door dezelfde interviewer bevraagd worden. Uit internationaal onderzoek blijkt immers dat de interviewer een erg cruciale factor is inzake panelbinding: hij/zij heeft het vertrouwen gewonnen van het huishouden en kan het ook behouden. Daarom hechten wij veel waarde aan een goed contact tussen het UIA-team en de interviewers. Ook na de vierde golf werd een debriefing georganiseerd voor de interviewers. Daarnaast trachten wij de panelhuishoudens aan te moedigen om verder mee te werken door hen een dankbrief te sturen bij het afsluiten van de jaarlijkse onderzoeksronde en door hen een nieuwjaarskaartje te bezorgen tijdens de oudejaarsperiode. In Luik werden in deze golf meewerkende huishoudens beloond met een cadeaucheque. In Vlaanderen hielden we het in 3

Meer informatie (onder meer over deze handleiding voor de interviewer) vindt u terug op de wwwpagina van PSBH: http://psbh-www.uia.ac.be/psbh/


8

golf 4 bij een symbolisch geschenk: een PSBH-balpen. Tenslotte ontvangen alle respondenten jaarlijks een brochure met daarin een greep uit de analyseresultaten van het vorige jaar. Al deze instrumenten hebben als doel het versterken van de panelbinding.

Opvolging van de huishoudens In de vierde PSBH-bevragingsronde4 probeerden we alle volwassen personen (16 jaar of ouder, dus geboren in 1978 of eerder) die in golf 3 lid waren van een panelhuishouden, opnieuw te bevragen. Op basis van dit principe wordt dus informatie ingewonnen over de panel-leden, ongeacht hun huidige woonsituatie. Onder panel-leden wordt verstaan: alle personen die zich in PSBH-golf 1 bevonden in een panelhuishouden, en hun nakomelingen. Personen die opgenomen werden in een collectieve instelling worden (eventueel met behulp van derden) bevraagd via een erg summiere vragenlijst. Bovendien bevragen we de jongeren uit de panelhuishoudens die in de loop van het voorbije jaar 16 werden voor de eerste keer met een volwassenenlijst. Kinderen die in het voorbije jaar in een panelhuishouden geboren of opgenomen (bv. door adoptie) werden, worden met een kindlijst bevraagd. Ook de gegevens over de andere kinderen in het huishouden worden via een kindlijst verzameld. De nieuwe partners en andere nieuwe huisgenoten van panel-leden worden eveneens (met een volwassenenlijst) bevraagd. Idem wat huisgenoten betreft, die wel tot het panel behoren maar vorig jaar niet bevraagd konden worden bv. omwille van langdurige afwezigheid. Nadat het Luikse team in 1994 resultaat had geboekt bij pogingen om huishoudens, die in de tweede golf geweigerd hadden om mee te werken, opnieuw te bevragen, werd dit principe in 1995 veralgemeend. Ook Eurostat schrijft de procedure trouwens voor (zie verder). Huishoudens die in de derde golf hun medewerking geweigerd hadden, op een niet al te expliciete manier, werden in 1995 dus opnieuw gecontacteerd.

1.2 Resultaten De veldwerkperiode

In tegenstelling tot de vorige golven slaagden we er in golf 4 min of meer in om het veldwerk af te ronden in drie maanden, elk jaar het beoogde streefdoel. In april werd de veldwerkperiode opgestart5 ; eind juni - drie maand later - was in elke regio al ongeveer 90 % van de huishoudens afgewerkt. Eind september kon het veldwerk, uitzonderingen niet te na gesproken, als afgerond beschouwd worden. 4 5

De tweede die in samenwerking met Eurostat gebeurde In elke regio werd één huishouden al voor april gecontacteerd, iets vroeger dan gebruikelijk dus.


9

Brussel schoot, anders dan traditioneel het geval is, het snelst uit de startblokken, maar ook in Vlaanderen en Wallonië vorderde het veldwerk vlot. De nauwkeurigheid van de gegevens die peilden naar het aantal contactpogingen was dit jaar ongeveer van dezelfde grootte-orde in de respectievelijke regio’s: 48 missings in Brussel, 58 missings in Vlaanderen en 98 in Wallonië. Grafiek 1 geeft de verdeling weer van de laatste contactpogingen in de drie landsgedeeltes.

Grafiek 1. Datum van laatste contactpoging, naar regio 800 700

N huishoudens

600 500 Brussel Vlaanderen Wallonië

400 300 200 100 0 2

3

4

5

6

7

8

9

10

11

maand

Grafiek 2 vergelijkt de 4 golven wat betreft het verloop van de laatste contacten met elkaar. Duidelijk is dat de veldwerkperiode in golf 4 de meest vlekkeloze was tot dusver. Verliep in golven 2 en 3 het contacteren van huishoudens iets minder vlot door perikelen allerhande, in golf 4 werd de goede prestatie van golf 1 zelfs nog overtroffen.


10

Grafiek 2. Spreiding van het laatste contact, vergelijking tussen de golven (cumulatieve percentages)

cumulatief percentage laatste contact

120

100

80

60 golf 1 golf 2 40

golf 3 golf 4

20

0 4

5

6

7

8

9

10

11

12

maand

het veldwerk Het contact met de huishoudens verloopt in twee fasen. In een eerste fase worden een introductiebrief en een brochure opgestuurd naar de huishoudens. De introductiebrief geeft een algemene situering en doelbepaling van het onderzoek; tevens wordt het bezoek van of het telefonische contact met de interviewer aangekondigd. De brochure verschaft aan de respondenten informatie over de gebruikers van de data. Daarnaast worden acht verschillende thema’s uit de vragenlijst onder de loep genomen aan de hand van concrete analyses (samenstelling van huishoudens, huisvesting, gezinsinkomen, ontspanning, opleiding, beroep, gezondheid en waarden). De tweede stap bestaat uit de contactname door de interviewer, persoonlijk dan wel telefonisch. Het Antwerpse team is - onder meer in de handleiding voor interviewers voorstander van het meer persoonlijke contacteren aan de deur.

Het resultaat van dit eerste effectieve contact, en alle andere gegevens die betrekking hebben op het verloop van de contacten met het huishouden, worden geregistreerd op een contactenblad. Op dit document is plaats voorzien voor minstens 5 contactpogingen. Over de wijze van contact (telefonisch of persoonlijk) is er sinds golf 3 geen informatie meer. In tabel


1

11


12

wordt de frequentie van de contactpogingen nagegaan, in de verschillende landsdelen. Het patroon dat daarbij vastgesteld wordt, is identiek aan dit van de vorige golven: in Brussel en zeker in Wallonië blijft het in meer dan de helft van de gevallen bij één contactpoging, in Vlaanderen gaat het iets minder vlot (35 %). Onder de hypothese natuurlijk dat de responsratio’s in de regio’s vergelijkbaar zouden zijn (zie verder).

Tabel 1. Aantal contactpogingen in Brussel, Vlaanderen en Wallonië Aantal

Brussel

Vlaanderen

Wallonië

contactpogingen Aantal

%

Aantal

%

Aantal

%

1

305

55,8

539

35,0

1210

69,5

2

110

20,1

574

37,2

322

18,5

3

64

11,7

257

16,7

119

6,8

4

22

4,0

85

5,5

41

2,4

5 of meer

45

8,3

87

5,7

48

2,8

Totaal

546

Missing

21

100

1542 70

100

1740

100

41

Als de interviewer toegang krijgt tot het huishouden, tracht hij zoveel mogelijk volwassen leden6 te overtuigen om mee te werken aan het onderzoek. Ofwel wordt dan een afspraak gemaakt voor de interviews, ofwel wordt meteen begonnen met het invullen van het rooster ‘Samenstelling van het huishouden’ op het contactenblad (en eventueel met het afnemen van de vragenlijst). Het veldwerk van de panelstudie verloopt via de huishoudens. Opdat het panel ook een representatief beeld van de Belgische bevolking zou verschaffen op individueel niveau, is het van wezenlijk belang dat alle leden van de huishoudens deelnemen aan het interview. Uit tabel 2 blijkt dat dit, zoals in de voorgaande golven, wel degelijk het geval is. Meer dan 95 % van de volwassenen in een responshuishouden vulde ook een volwassenenlijst in.

6

Panelleden natuurlijk, maar ook de volwassenen die nu tot het huishouden behoren maar geen steekproefpersoon waren in golf 1.


13

Tabel 2. Interne coverage: % volwassenen-enquêtes op het aantal volwassenen in de deelnemende huishoudens per regio Resultaat volwassenen

Brussel Aantal

Bevraagd Niet bevraagd Totaal

Vlaanderen %

Aantal

%

Wallonië Aantal

%

804

96,3

2772

95,6

2885

95,5

31

3,7

127

4,4

135

4,5

835

100

2899

100

3020

100

Naast het invullen van het contactenblad (door de interviewer) moet er per huishouden één huishoudenlijst worden ingevuld, per kind één vragenlijst (kindlijst) en per volwassene één vragenlijst (volwassenenlijst). Ter informatie: ook de bereidwilligheid om over de kinderen in het huishouden informatie te verschaffen (via de kindlijsten), is bijzonder groot, zoals blijkt uit tabel 3.

Tabel 3. Interne coverage: % kindlijsten op aantal kinderen in de deelnemende huishoudens per regio Resultaat volwassenen

Brussel Aantal

Bevraagd Niet bevraagd Totaal

Vlaanderen %

Aantal

%

Wallonië Aantal

%

262

98,5

866

98,7

945

99,9

4

1,5

11

1,3

1

1,0

266

100

877

100

946

100

De volwassenenlijsten mochten - zoals gebruikelijk in de voorgaande golven - door de respondenten zelf (schriftelijk) ingevuld worden. Eventueel konden deze lijsten tegelijkertijd (in stilte) door de respondenten ingevuld worden. De huishoudenlijst wordt daarentegen standaard mondeling afgenomen. In tegenstelling met een in bepaalde panelstudies gangbare praktijk, is het in de PSBHpanelstudie niet toegelaten om gebruik te maken van een ‘proxy’ (iemand anders uit het huishouden) bij het verzamelen van informatie over een bepaald persoon. Het op bepaalde domeinen erg persoonlijke karakter van de vragenlijsten (bv. wat betreft waardenbeleving, gezondheidssituatie, inkomen,...) noopt tot een dergelijke stringente aanpak. Eén uitzondering op de regel: de informatie die ingewonnen moet worden van panelleden die verhuisden naar een collectieve instelling, nl. de datum en de reden van hun vertrek, mag ook door een andere


14

persoon uit het huishouden (of door de directie of het verplegend personeel van de instelling) verstrekt worden. De respondenten vertoonden terug iets meer initiatief in Vlaanderen dan in Wallonië en Brussel: in bijna de helft van de gevallen klaarden de respondenten in Vlaanderen de klus op eigen houtje (zie tabel 4). De categorie ‘andere methode’ is erg uitgebreid in Wallonië (28.7 %) en duidt daar op de praktijk waarbij de interviewer luidop de vragen stelt, en elk van de gezinsleden aan tafel die dan systematisch (voor zichzelf) invult. Eigenlijk kan die categorie dus ook beschouwd worden als een mondeling interview, want de kans is groot dat de interviewer af en toe bepaalde vragen moet verduidelijken. Ook telefonische interviews vallen in Wallonië onder deze categorie.

Tabel 4. Wijze van invullen volwassenenlijst: interviewer of respondent wijze van invullen

Brussel Aantal

Vlaanderen %

Aantal

Wallonië

%

Aantal

%

mondeling interview

480

59,7

1444

52,1

1329

46,1

respondent zelf ingevuld

250

31,1

1311

47,3

713

24,7

71

8,8

7

0,3

828

28,7

3

0,4

10

0,4

14

0,5

andere methode gevolmachtigd interview Totaal

804

100

2772

100

2884

100

Het leek geen overbodige oefening, in het licht van de opmerkingen die af en toe op interviewertrainingssessies geformuleerd worden, om eens na te gaan of de last voor de bevraagde leden van panelhuishoudens al dan niet is toegenomen in vergelijking met golf 17. En dat blijkt, althans in golf 4, (nog) niet het geval te zijn. De gemiddelde duurtijd van volwassenenlijsten en huishoudenlijsten (zie tabellen 5 en 6) bedraagt ongeveer evenveel als in golf 1 (cfr. Methodebericht 1). Globaal genomen is de inspanning van de respondenten in termen van tijdsbesteding zelfs iets minder. Als de vragenlijsten elk jaar dus al iets uitgebreider zouden uitvallen, lijkt het er toch sterk op dat het effect daarvan meer dan gecompenseerd wordt door de routine die mensen ontwikkelen bij het invullen van de lijsten.

7

Ter herinnering: de gemiddelde duurtijd van een volwassenenlijst bedroeg in golf 1 ongeveer 39 minuten in Vlaanderen, iets meer (47 minuten en 51 minuten) respectievelijk in Brussel en Wallonië. Deze cijfers golden voor interviews die met behulp van de interviewer tot stand kwamen. Als de respondent autonoom de volwassenenlijst invulde, duurde het iets langer: 49 minuten in Brussel, 44 minuten in Vlaanderen en 53 minuten in Wallonië. De duurtijd van de huishoudenlijst was gemiddeld 25 à 26 minuten.


15

Tabel 5. Gemiddelde duurtijd (in minuten) van de volwassenen-interviews, per regio en wijze van invullen wijze van invullen

Brussel N

Vlaanderen

gemiddelde duurtijd

N

Wallonië

gemiddelde duurtijd

N

gemiddelde duurtijd

mondeling interview

480

37 min

1444

36 min

1329

39 min

respondent zelf

250

39 min

1311

39 min

713

43 min

andere methode

71

53 min

7

52 min

828

44 min

Totaal

801

2762

2870

Tabel 6. Gemiddelde duurtijd van de huishoudenlijst, per regio Brussel

Vlaanderen

Wallonië

N

gemiddelde duurtijd

N

gemiddelde duurtijd

N

gemiddelde duurtijd

460

20 min

1380

23 min

1523

21 min

Vraag is of die conclusie ook geldt voor elke categorie van de bevolking. Daarom werd de gemiddelde duurtijd van de volwassenenlijst gekruist met een aantal variabelen (opleiding, geslacht, leeftijd, arbeidscategorie, …). Vormt de volwassenenlijst inderdaad voor élk segment van de bevolking een haalbare kaart, in termen van tijdsbesteding8? Vormt met andere woorden het invullen van een volwassenenlijst voor geen énkele subgroep in de bevolking een (al te) tijdrovende bezigheid?

opleiding Tabel 7 geeft aan dat de gemiddelde duurtijd erg gelijkaardig is voor de verschillende opleidingscategorieën van de bevolking. Wel is het zo dat de standaarddeviatie iets hoger ligt voor de mensen met geen of slechts een lagere school-opleiding. Dat betekent dat er meer variatie is bij deze mensen, qua tijd die ze besteden aan het invullen.

8

M.o.: het is duidelijk dat de aan een lijst bestede tijd functie is van de beschikbare tijd van de persoon in kwestie en van de moeilijkheidsgraad van de lijst.


16

Tabel 7. Gemiddelde duurtijd volwassenenlijst volgens opleiding

Opleiding

N

Gemiddelde duurtijd

Standaarddeviatie

geen of lagere school

1130

39 min

25,2

lager secundair

1610

39 min

18,4

hoger secundair

1746

39 min

18,2

hoger onderwijs

1789

40 min

17,4

Totaal

6275

Een nogal verrassende conclusie, die genuanceerd wordt door de bijkomende informatie die tabel 8 (en grafiek 3) verschaffen. Met de opleiding neemt immers ook de zelfstandigheid toe van de respondenten: hoger opgeleiden vullen die significant meer zélf in, bij lager opgeleiden is de assistentie van de interviewer duidelijk omvangrijker. Maar de conclusie van hierboven blijft geldig: lager opgeleiden, die zélf de vragenlijsten invullen - besteden aan die opdracht ongeveer een gelijkaardige hoeveelheid tijd als hoger opgeleiden. Als lager opgeleiden toch wat zouden opzien tegen de opdracht, doen ze een beroep op de interviewer.

Tabel 8. Gemiddelde duurtijd volwassenenlijst volgens opleiding en wijze van invullen Opleiding geen of lagere school

lager secundair

hoger secundair

hoger onderwijs

Wijze van invullen

N

gemiddelde duurtijd

respondent zelf

283

43 min

interviewer

825

38 min

respondent zelf

667

43 min

interviewer

903

37 min

respondent zelf

879

41 min

interviewer

829

37 min

respondent zelf

1039

42 min

interviewer

716

37 min


17

Grafiek 3. Wijze van invullen, volgens opleidingsniveau

opleidingsniveau

hoger onderwijs

hoger secundair onderwijs

respondent zelf interviewer

lager secundair onderwijs geen of lager onderwijs 0%

20%

40%

60%

80%

100%

percentages

leeftijd

De gemiddelde duurtijd van de volwassenenlijst varieert niet significant over de diverse leeftijdscategorieën (zie tabel 9). Wél verschilt de manier van invullen naargelang de leeftijd van de respondenten (grafiek 4). En wel op de te verwachten wijze: met de leeftijd neemt ook de kans toe dat mensen beroep doen op de interviewer om hen bij te staan bij het invullen van de lijst. Jongeren verlangen die assistentie slechts zelden. Wellicht speelt hier ook het hoger aangehaalde opleidingseffect een rol: oudere mensen hebben een minder uitgebreide scholing genoten dan jongere mensen, en zullen ook vanuit dié invalshoek dus waarschijnlijk meer hulp nodig hebben bij de interviews.


18

Tabel 9. Gemiddelde duurtijd van de volwassenenlijst volgens leeftijdscategorie Leeftijd

N

Gemiddelde duur

16-25 jaar

912

36 min

26-35 jaar

1348

39 min

36-45 jaar

1336

39 min

46-55 jaar

964

42 min

56-65 jaar

790

41 min

66-75 jaar

746

39 min

ouder dan 75 jaar

308

38 min

Totaal

6404

Grafiek 4. Wijze van invullen, volgens leeftijdscategorie

ouder dan 75 jaar

leeftijdscategorie

66-75 jaar 56-65 jaar


46-55 jaar 36-45 jaar 26-35 jaar 16-25 jaar 0%

20%

40%

60%

percentages

80%

100%


19

geslacht Geen opzienbarende conclusies: vrouwen en mannen doen ongeveer even lang over de vragenlijst, vrouwen doen wel iets vaker een beroep op de assistentie van de interviewer: bij ongeveer 60 % van de vrouwen is dat het geval versus 50 % bij de mannen.

arbeidscategorie Uit grafiek 5 blijkt dat er zich geen grove distincties voordoen tussen de verschillende arbeidscategorieën. Ongeschoolde arbeiders en landbouwers besteden het meest tijd aan het invullen van de vragenlijst, mensen met een vrij beroep, ondernemingsleiders en studenten het minst. Maar de percentageverschillen zijn nooit buitensporig.


beroepscategorie x invulwijze

huismoeder

gepensioneerd

werkloos

onderwijs/opleiding

deeltijds werkend

ondernemingsleider/groothandelaar

vrij beroep

landbouwer

kleine zelfstandige

leercontract/speciaal statuut

hoger bediende of kader

bediende

geschoold arbeider

ongeschoold arbeider

gemiddelde duur

Grafiek 5. Gemiddelde duur van het invullen van de volwassenenlijst, volgens arbeidscategorie en wijze van invullen 50

45

40

35

30

25

20

15

10

5

0


21

regio Als de respondent zich autonoom kwijt van de opdracht, doet hij er in Vlaanderen, gemiddeld gezien minder lang over dan in Brussel en zeker in vergelijking met Wallonië. Maar ook hier zijn de verschillen niet van die aard dat aan de betrouwbaarheid van het meetinstrument moet getwijfeld worden. Ook in Vlaanderen besteden de respondenten voldoende tijd aan het invullen van de lijst.

Grafiek 6. Gemiddelde duurtijd volgens regio en invulwijze

50

46,3 42,9 38,8

45 40 gemiddelde duurtijd

38,8

36,7

36,1

35 30 25 20 15 10 5 0 Brussel

Wallonië regio

Vlaanderen


Globaal genomen kunnen we dus concluderen dat de ‘last’ van de interviews in vergelijking met golf 1 niet is toegenomen. Al kan daaruit niet onweerlegbaar geconcludeerd worden dat de kwaliteit van de interviews ook meer dan behoorlijk zal zijn. De zogenaamde panelconditionerings-effecten, die hier niet expliciet onderzocht werden, kunnen immers roet in het eten komen strooien. Daarmee wordt bedoeld (1) dat het gedrag van de respondent beïnvloed wordt door de interviews (behavioral effect) dan wel (2) dat er geen echte gedragsverandering plaatsvindt, maar dat de reactie van de respondent op verschillende survey-contacten wel wijzigt: het rapporteringsgedrag verandert dus. Cantor onderscheidt in Kasprzyk et al. (1989) als voorbeeld van dit gewijzigde rapporteringsgedrag respectievelijk een ‘ respondent burden ’ model en een ‘respondent learning’ model. Het ‘ respondent burden ‘ model wijst op (een negatieve) praktijkervaring die respondenten bij interviews kunnen verwerven: nl. als ze na een paar keer zouden inzien dat ‘positieve antwoorden’ op bepaalde vragen, wegens de rooting, leiden tot een langere


22

interviewsessie, zullen ze positieve antwoorden op die vragen misschien vermijden. De gemiddelde duurtijd (die slechts weinig gewijzigd is in vergelijking met golf 1) geeft echter geen aanduiding van een dergelijke systematische bias. Ook de interviewer speelt trouwens soms een rol bij het checken van de kwaliteitswaarde van de interviews. Toch kunnen in een volgend methodebericht misschien eens een paar tests ondernomen worden, specifiek gericht op het onderzoeken van dit fenomeen (bv. door het opsporen van inconsistenties tussen de verschillende golven). Het ‘ respondent learning ’ model verwacht dat de respondent na verschillende contacten de survey (-doelstelling) en wijze van vraagstelling beter zal begrijpen, wat tot kwalitatief consistenter antwoorden zou moeten leiden. Ook dit mogelijk patroon van kwalitatief beter wordende antwoorden kan in een volgend methodebericht misschien eens het voorwerp van analyse uitmaken. Toch lijkt het waarschijnlijk dat slechts een gering respondent-learning effect zal optreden in het PSBH-bestand, gezien de wijze van bevragen (persoonlijk, en mét mogelijkheid tot verduidelijking van de vraagstelling door de interviewer) sinds de eerste golf.

2. Respons In paragraaf 1 onderzoeken we de demografische structuur van het panel anno 1995 (golf 4). Enkele relevante demografische variabelen (leeftijd, geslacht, gezinsgrootte, burgerlijke staat en positie in het huishouden) passeren daarbij de revue. Indien mogelijk wordt de panelopbouw getoetst aan vergelijkbare gegevens van het NIS. In de tweede paragraaf wordt de uitval tussen golf 3 en 4 op een meer systematische wijze geanalyseerd (onder meer met behulp van responsratiotabellen zoals Eurostat die voorschrijft).

2.1 Demografische structuur van de steekproef in de vierde golf (1995) Op het niveau van huishoudens: gezinsgrootte x leeftijd gezinshoofd In tabel 10 wordt de verdeling van de (in golf 4) meewerkende huishoudens naar gezinsgrootte en leeftijd van het gezinshoofd weergegeven. De absolute cijfers zijn niet gewogen. De verdeling van de huishoudens correspondeert in sterke mate met die in golf 3. In de regio Brussel bevinden zich, niet onverwacht, nog steeds veel meer alleenstaanden dan in de andere gewesten, en dit in alle leeftijdscategorieën. Vooral in de categorie ‘huishoudens met een gezinshoofd van 30 tot 64 jaar’ is de kloof opmerkelijk. Uit de cijfers blijkt ook een lichte stijging van het aantal alleenstaanden van 65 jaar en ouder (Brussel: 13.5 naar 14.8 %; Vlaanderen: 10.4 naar 11.0 %; Wallonië: 10.6 naar 11.6 %). Maar aangezien het hier absolute cijfers betreft, kunnen geen conclusies worden vastgeknoopt aan deze constatering. Het


23

merendeel van de respondenten leeft in een huishouden, bestaande uit 2 tot 4 personen, met een gezinshoofd tussen de 30-64 jaar.


24

Tabel 10. Meewerkende huishoudens naar leeftijd gezinshoofd en gezinsgrootte in de PSBHdataset (golf 4) Brussel

Vlaanderen %

Wallonië

N

%

N

N

%

1 persoon

68

14,8

152

11,0

177

11,6

2-4 personen

54

11,7

190

13,8

197

12,9

>4 personen

2

0,4

6

0,4

3

0,2

1 persoon

85

18,5

112

8,1

171

11,2

2-4 personen

175

38,0

692

50,1

717

47,1

>4 personen

41

8,9

137

9,9

133

8,7

1 persoon

15

3,3

19

1,4

29

1,9

2-4 personen

20

4,3

71

5,1

92

6,0

>4 personen

0

0,0

1

0,1

4

0,3

65 jaar en +

30 tot 64 jaar

jonger dan 30 jaar

Totaal

460

100

1380

100

1523

100

Op het niveau van individuen in de PSBH-dataset: leeftijd In de volgende grafieken (7,8 en 9) worden per regio een drietal (uitvergrote) verdelingen weergegeven: de ongewogen verdeling van individuen, behorend tot coöpererende PSBHhuishoudens (naar leeftijdsgroepen), de gewogen verdeling, en tenslotte de verdeling van de totale bevolking (eveneens naar leeftijdsgroepen) zoals die terug te vinden is in NISdocumenten van 19959. Dezelfde kanttekening als in methodebericht 3 geldt: de bevolkingsstatistieken nemen iedereen op, ook de mensen die zich in een instelling bevinden. De PSBH is daarentegen tot nader order een steekproef van private huishoudens. Dit verklaart voor een groot deel het feit dat oudere mensen (die verhoudingsgewijs meer in een instelling vertoeven) minder voorkomen in de PSBH-steekproef dan in de totale bevolking. 9

Bron: Bevolkingsstatistieken, NIS, 1995


25

Globaal genomen is de onderlinge confrontatie van de 3 verdelingen bevredigend: voor de meeste leeftijdscategorieën is het trio verdelingen terug te vinden binnen een range van 1 à 1.5 %. Toch zijn er een paar pijnpunten: naast de hierboven al aangegeven en verklaarbare ondervertegenwoordiging van de oudere mensen (in vergelijking met de totale bevolkingscijfers), blijkt uit de cijfers ook een oververtegenwoordiging van de kinderen in de PSBH-dataset (zowel ongewogen als gewogen). Vooral de erg jonge kinderen (van 0 tot 4 jaar) zijn in de 3 regio’s oververtegenwoordigd, een fenomeen dat zich trouwens al in golf 1 voordeed, en waarvoor de weging dus niet kan corrigeren. In Brussel stelt zich voorts ook een probleem wat betreft de 10 tot 14-jarigen, in Wallonië in de iets jongere leeftijdsgroep van de 5 tot 9-jarigen. Tenslotte is ook de categorie 30 tot 34-jarigen oververtegenwoordigd in de 3 landsgedeeltes. Bij de weging wordt een ruwer leeftijdsclassificering10 gehanteerd dan de hier voorgestelde indeling in 18 leeftijdscategorieën, vandaar dat de weging slechts gedeeltelijk corrigeert. Grafiek 7. Individuen in meewerkende huishoudens bevolking (NIS) naar leeftijdsgroepen (Brussel)

(ongewogen en gewogen) en totale

10 9 Brussel ongewogen (%)

8

percentages

7

Brussel gewogen (%)

6

Brussel % bev (NIS)

5 4 3 2 1

85+ jaar

80-84 jaar

75-79 jaar

70-74 jaar

65-69 jaar

60-64 jaar

55-59 jaar

50-54 jaar

45-49 jaar

40-44 jaar

35-39 jaar

30-34 jaar

25-29 jaar

20-24 jaar

15-19 jaar

10-14 jaar

5-9 jaar

0-4 jaar

0

leeftijdscategorie

10

onder meer met het oog op een voldoende aantal respondenten in de respectievelijke ‘cellen’


26

Grafiek 8. Individuen in meewerkende huishoudens bevolking (NIS) naar leeftijdsgroepen, Vlaanderen


10 9 8

Vlaanderen ongewogen (%)

percentages

7 6

Vlaanderen gewogen (%)

5 4 3

Vlaanderen % bev (NIS)

2 1 85+ jaar

80-84 jaar

75-79 jaar

70-74 jaar

65-69 jaar

60-64 jaar

55-59 jaar

50-54 jaar

45-49 jaar

40-44 jaar

35-39 jaar

30-34 jaar

25-29 jaar

20-24 jaar

15-19 jaar

10-14 jaar

5-9 jaar

0-4 jaar

0

leeftijdscategorie

Grafiek 9. Individuen in meewerkende huishoudens bevolking (NIS) naar leeftijdsgroepen, Wallonië


10 9 Wallonië ongewogen (%)

8

Wallonië gewogen (%)

6 5

Wallonië % bev (NIS)

4 3 2 1

leeftijdscategorie

85+ jaar

80-84 jaar

75-79 jaar

70-74 jaar

65-69 jaar

60-64 jaar

55-59 jaar

50-54 jaar

45-49 jaar

40-44 jaar

35-39 jaar

30-34 jaar

25-29 jaar

20-24 jaar

15-19 jaar

10-14 jaar

5-9 jaar

0 0-4 jaar

percentages

7


27

geslacht Tabel 11 geeft aan dat de PSBH-steekproef, zelfs ongewogen, erg sterk gelijkt qua geslachtsverdeling op de verdeling van de hele populatie in 1995. Het panel is dus niet systematisch vrouwelijker of mannelijker geworden in de loop der golven. In Brussel is de proportie mannen kleiner dan in de andere regio’s, zeker in vergelijking met Vlaanderen.

Tabel 11. Geslacht van alle individuen in de steekproef (responshuishoudens), per regio vergeleken met de populatie (ongewogen) Brussel

Vlaanderen

Wallonië

Geslacht % PSBH

% NIS

% PSBH

% NIS

% PSBH

% NIS

man

46,6

45,7

49,3

49,1

48,5

47,9

vrouw

53,4

54,3

50,7

50,9

51,5

52,1

Totaal

1066

3640

3830

Tabel 12 geeft de evolutie van de verhouding tussen de geslachten (in percentages wel te verstaan11) weer over de 4 golven heen. In de totale bevolking zijn er volgens NIS-cijfers van ’95 48.5% mannen tegen 51.4 % vrouwen, een ratio die erg goed overeenstemt met de PSBH-verdeling.

Tabel 12. Geslacht van personen met ingevulde volwassenen-of kindlijsten in de 4 onderzoeksgolven, ongewogen

11

Golf 1

Golf 2

Golf 3

Golf 4

mannen

48,8

49,3

48,7

48,6

vrouwen

51,2

50,7

51,3

51,4

M.o.: de percentages in tabel 12 betreffen de personen die effectief een lijst invulden (steekproefpersonen en niet-steekproefpersonen). Het gaat dus niet om de geslachtsverdeling van àlle personen in responshuishoudens. Een responshuishouden werd in de eerste golf gedefiniëerd als een huishouden met een huishoudenlijst, én een volwassenenlijst voor alle volwassenen in dit huishouden. Ondertussen is het criterium minder strict geworden: er moet dus wel een huishoudenlijst zijn, maar het volstaat als zoveel mogelijk volwassenen geïnterviewd werden. Niet iedere volwassene in een responshuishouden werd dus bevraagd.


28

burgerlijke staat Grafieken 10-15 geven een visuele voorstelling van de verdeling van een andere demografische variabele, nl. burgerlijke staat, en dit voor de 3 regio’s respectievelijk voor mannen en vrouwen afzonderlijk. Hierbij wordt dezelfde procedure als bij de leeftijdsvariabele gehanteerd: de (ongewogen en gewogen) PSBH-steekproefverdeling qua burgerlijke staat wordt geconfronteerd met de populatieverdeling van het NIS. Grosso modo zijn de drie verdelingen vrij gelijklopend, maar toch moet de gebruiker ermee rekening houden dat de PSBH-verdeling (zelfs gewogen) niet perfect de populatieverdeling weerspiegelt. In de meeste regio’s zijn - zoals ook in de vorige golven al het geval was - de ongehuwden lichtjes ondervertegenwoordigd en de gehuwden oververtegenwoordigd. Wat de gehuwden betreft: al in golf 1 waren die relatief gezien wat oververtegenwoordigd; deze oorspronkelijke beperkte scheeftrekking kan niet achteraf door weging rechtgetrokken worden. Bovendien wordt bij de standaardwegingsprocedure uitgegaan van 5 in plaats van 4 categorieën: de categorie ‘gehuwd’ in de grafieken omvat hier zowel de wegingcategorieën ‘gehuwd’ en ‘feitelijk gescheiden van tafel en bed’, beide trouwens categorieën in de vraag peilend naar de burgerlijke staat van respondenten in de volwassenenlijst. De samenvoeging (in de grafieken) gebeurde opdat externe vergelijking met de NIS-populatietabellen mogelijk zou worden. Het lijkt niet onwaarschijnlijk dat het segment ‘feitelijk gescheidenen’ in de loop der golven een hogere non-respons vertoonde dan de categorie ‘gehuwden’, waardoor de weging (met 5 categorieën) een lichtjes geflatteerd beeld van de grafiekcategorie ‘gehuwd’ geeft in vergelijking met de situatie die zou ontstaan als ook bij de weging al werd uitgegaan van 4 in plaats van 5 categorieën. Want dan zouden de feitelijk gescheidenen ook bij de weging verdwijnen in de grote trommel der ‘gehuwden’, waardoor de feitelijk gescheiden personen (omwille van hun klein percentage) een geringer effect op de responsratio (én dus gewichten) van de gehuwden zouden kunnen uitoefenen dan nu het geval is. Het lijkt echter correcter om het onderscheid tussen ‘gehuwden’ en ‘feitelijk gescheidenen’ te behouden. Ook de ongehuwden waren in golf 1 al wat ondervertegenwoordigd. Toch zou het waarschijnlijk geen overbodige luxe zijn om bij de wegingprocedure de categorie ‘ongehuwd’ op te splitsen in ‘ongehuwde volwassenen’ en ‘ongehuwd want nog kind’. De kans is groot dat deze laatste categorie grotere responsratio’s - want het zijn hun ouders die beslissen over het al dan niet invullen van de kindlijsten, niet de kinderen zelf, en de respons ligt in gezinnen met kinderen meestal vrij hoog - vertoont dan de échte categorie ‘ongehuwden’ met alle gevolgen vandien voor de gewichten van de ‘ongehuwden’.12 Door de (wegens de kinderen) te laag ingeschatte non-respons van ongehuwden zal het gewicht van deze laatsten minder toenemen dan logischerwijs zou moeten. De ondervertegenwoordiging van verweduwde vrouwen (vooral in Wallonië) in het PSBHbestand kan wellicht toegeschreven worden aan het feit dat in de PSBH-dataset geen mensen voorkomen die in een instelling leven. De focusgroep omvat uitsluitend mensen die in een privaat huishouden leven, in tegenstelling tot de NIS-cijfers die wel rekening houden met personen in collectieve huishoudens.

12

In de grafieken wordt weliswaar de verdeling gegeven van de personen van 16 jaar en ouder (zoals ook het NIS), maar de gewichten worden (zie verder) berekend mét de kinderen erbij (want ook die hebben een basisgewicht).


29

Grafiek 10. Burgerlijke staat in Brussel (mannen) 60

percentages

50 Mannen ongewogen (%) Mannen gewogen (%) Mannen NIS-cijfer

40 30 20 10 0 ongehuwd

gehuwd

echtgescheiden

verweduwd

burgerlijke staat

Grafiek 11. Burgerlijke staat in Brussel (vrouwen)

60

percentages

50 Vrouwen ongewogen (%) Vrouwen gewogen (%) Vrouwen NIS-cijfer

40 30 20 10 0 ongehuwd

gehuwd echtgescheiden burgerlijke staat

verweduwd


30

Grafiek 12. Burgerlijke staat in Vlaanderen (mannen)

70 60

Mannen ongewogen (%)

percentages

50 40

Mannen gewogen (%)

30

Mannen NIS-cijfer

20 10 0 ongehuwd

gehuwd

echtgescheiden

verweduwd

burgerlijke staat

Grafiek 13. Burgerlijke staat in Vlaanderen (vrouwen) 70 60

percentages

50

Vrouwen ongewogen (%) Vrouwen gewogen (%) Vrouwen NIS-cijfer

40 30 20 10 0 ongehuwd

gehuwd

echtgescheiden

burgerlijke staat

verweduwd


31

Grafiek 14. Burgerlijke staat in Wallonië (mannen) 70 Mannen ongewogen (%)

percentages

60 50

Mannen gewogen (%)

40

Mannen NIS-cijfer

30 20 10 0 ongehuwd

gehuwd echtgescheiden bur ger l i j ke st aat

verweduwd

Grafiek 15. Burgerlijke staat in Wallonië (vrouwen) 60

50 Vrouwen ongewoge n (%) Vrouwen gewogen (%) Vrouwen NIS-cijfer

percentages

40

30

20

10

0 ongehuwd

gehuwd echtgescheiden burgerlijke staat

verweduwd


32

huishoudenpositie In tabel 13 worden de individuen die in een PSBH-responshuishouden leven ingedeeld volgens de bekende LIPRO-typologie. Dezelfde opmerking als in methodebericht 3 geldt: ook dit jaar werden drie extra categorieën voorzien (nl. paar met kind, paar kinderloos, kind van paar) voor de personen in gezinnen waarvan we niet met zekerheid13 konden bepalen of er een huwelijksband is. Uit de (ongewogen) resultaten blijkt dat - in vergelijking met golf 3 - de aanwezigheid in de PSBH-dataset van kinderen van een (gehuwd) echtpaar en ook van de gehuwde personen zelf (met kinderen) lichtjes toenam. De weging corrigeerde echter voor deze hogere respons. Het percentage alleenstaanden (niet gewogen) bleef nagenoeg stationair in vergelijking met golf 3, maar het verschil tussen de niet gewogen en de gewogen percentages maakt duidelijk dat, over de golven heen, de kans op non-respons hoger is bij alleenstaanden dan bij personen in een gezin.

13

In het contactenblad van Eurostat wordt niet afzonderlijk gevraagd of mensen al dan niet gehuwd zijn met de partner waarmee men samenleeft. Daarom wordt een beroep gedaan op informatie uit de volwassenenlijst, maar die brengt vanzelfsprekend enkel soelaas als minstens één van de partners een volwassenenlijst invulde.

Tabel 13. Percentsverdeling naar huishoudenpositie in de PSBH-dataset (1995) Positie in huishouden

Brussel N

kind in 1-oudergezin

%

Vlaanderen % gewogen

N

%

Wallonië

% gewogen

België

N

%

% gewogen

Man (N)

Vrouw (N)

39

3,7

3,5

112

3,1

3,2

211

5,5

5,8

200

162

268

25,2

23,4

1097

30,2

29,0

991

26,0

25,8

1280

1076

kind ongehuwd koppel

41

3,9

4,3

47

1,3

1,1

83

2,2

1,9

76

95

hoofd 1-oudergezin

30

2,8

2,6

80

2,2

2,2

130

3,4

3,4

27

213

gehuwd met kind

257

24,2

22,8

1152

31,7

30,5

1079

28,3

27,9

1235

1253

gehuwd zonder kind

137

12,9

13,4

655

18,0

19,6

585

15,3

16,7

686

691

samenwonend met kind

47

4,4

4,8

63

1,7

1,5

99

2,6

2,4

100

109

samenwonend zonder kind

43

4,0

3,3

75

2,1

1,7

127

3,3

2,5

125

120

5

0,5

0,5

19

0,5

0,5

33

0,9

0,8

23

34

29

2,7

2,3

44

1,2

1,0

95

2,5

1,7

68

100

alleenstaande

168

15,8

19,2

283

7,8

9,4

377

9,9

11,1

317

511

paar met kind

0

0,0

0,0

2

0,1

0,1

0

0,0

0,0

1

1

paar kinderloos

0

0,0

0,0

2

0,1

0,1

0

0,0

0,0

1

1

kind van paar

0

0,0

0,0

4

0,1

0,1

8

0,2

0,1

7

5

4146

4371

kind echtpaar

andere volwassene ander

Totaal

1064

3635

3818

34


2.2 Attritie en non-respons Tabel 14 biedt een overzicht van het aantal ondervraagde huishoudens (met huishoudenlijst), het aantal ondervraagde volwassenen (met volwassenenlijst14) en het aantal ondervraagde kinderen (met kindlijst), in de respectievelijke golven tot dusver. Soms beschikken we toch over (weliswaar beperkter) informatie van huishoudens waarvan de huishoudenlijst ontbreekt: zo waren er in golf 2 een dertigtal huishoudens15 (zie methodebericht 3) waar er door de volwassenen in dergelijke huishoudens wel beknopte volwassenenlijsten ingevuld werden. In golf 4 zijn er voorts, net als in eerdere golven al het geval was, huishoudens zonder huishoudenlijst maar met volwassenenlijsten voor alle in aanmerking komende leden: in golf 4 gaat het meer bepaald om 5 huishoudens. Eigenlijk beschikken we in golf 4 dus voor 3368 huishoudens over informatie.

Tabel 14. Overzicht van aantal ondervraagde huishoudens, volwassenen en kinderen (in de 4 golven) Golf 1

Golf 2

Golf 3

Golf 4

ondervraagde huishoudens

4438

3854

3490

3363

ondervraagde volwassenen

8741

7506

6715

6463

ondervraagde kinderen

2595

2223

2086

2073

Attritie en non-respons op het niveau huishouden De attritie (verlies) van huishoudens valt niet te reduceren tot een eenvoudig rekensommetje, gebruik makend van de cijfers van tabel 14: we ‘verliezen’ geen 127 huishoudens (3490 3363), als we even de huishoudens buiten beschouwing laten waar we wel informatie maar geen huishoudenlijst over hebben. In overeenstemming met wat op individueel niveau gebeurt in een populatie (nl. geboorte, overlijden, emigratie en immigratie, …) tussen twee verschillende tijdstippen, vormt ook de populatie van Belgische huishoudens (én dus die van de PSBH-steekproef) een dynamisch gegeven. Ook huishoudens worden ‘geboren’, via afsplitsingen uit oorspronkelijke panelhuishoudens, ‘overlijden’ (omdat bijvoorbeeld alle panelleden in het huishouden overleden zijn of geëmigreerd buiten de populatie van Belgische huishoudens, of nog omdat een afsplitsing uit een oorspronkelijk panelhuishouden niet levensvatbaar blijkt, en de steekproefpersoon in kwestie terug het originele huishouden vervoegt, …). De emigratie van huishoudens kan dus wel in kaart worden gebracht, de immigratie van huishoudens in de 14

Net als in de vorige golven zijn in het cijfer niet de volwassenen opgenomen, die naar een collectieve instelling vertrokken zijn. Zij moesten (eventueel via een derde persoon) immers slechts een heel summiere vragenlijst beantwoorden. 15 Niet opgenomen in de tabel. De tabel bevat dus de ‘pure’ cijfers.

35


Belgische populatie van huishoudens daarentegen niet: zelfs de immigratie van huishoudens vanuit staten die behoren tot het Eurostat-netwerk functioneert voorlopig niet naar behoren, want landen die panelhuishoudens ‘ontvangen’ uit dergelijke Eurostat-landen, nemen deze voorlopig niet op in hun steekproef. Enkel een nieuwe steekproeftrekking (zoals die in Vlaanderen trouwens gebeurt in ’98) kan aan dit euvel verhelpen. Verder is het evident dat huishoudens verloren kunnen raken als gevolg van tal van factoren: ze kunnen ophouden te bestaan, de interviewers kunnen vruchteloos proberen deze te contacteren (soms gelijk te stellen met een impliciete weigering), huishoudens kunnen expliciet verdere medewerking weigeren of huishoudens komen niet meer in aanmerking16. De Eurostat-tabellen zoals we die bij PSBH sinds golf 3 hanteren geven deze erg diverse realiteit voldoende genuanceerd weer. In methodebericht 3 werden de soorten ratio’s, die Eurostat onderscheidt, al uitgebreid toegelicht. Gezien het dynamische karakter van huishoudens is het niet mogelijk om echt longitudinale indicatoren te construeren, die een soort cumulatieve performantie over een langere tijdsperiode zouden meten. Daarom focussen de ratio’s zich op paren van aan elkaar grenzende golven. Ter informatie én opdat de redenering iets makkelijker om volgen zou zijn, wordt de inhoud van de concepten hieronder nog eens herhaald. Er moet een onderscheid gemaakt worden tussen drie soorten ratio’s: de responsratio voor de golf, de longitudinale follow-up ratio (met twee varianten) en de ratio van de bereikte steekproefgrootte. Onder de tabellen 15a-d wordt uiteengezet hoe deze ratio’s concreet berekend worden. In tabel 15 worden de ratio’s nog eens samengevat voor België en de verschillende regio’s.

Tabel 15. Ratio’s ter beoordeling van de kwaliteit van het veldwerk België

1. Responsratio voor de golf Weigeringsratio Non-Contact en andere 2a. Longitudinale follow-up ratio 2b. Follow-up ratio 3. Bereikte steekproefgrootte

0,862 0,096 0,041 0,897 0,931 0,972

Brussel 0,821 0,107 0,070 0,873 0,896 0,981

Vlaanderen 0,871 0,108 0,020 0,898 0,924 0,943

Wallonië 0,866 0,082 0,050 0,904 0,950 0,997

In de tabellen 15a, b, c en d (met respectievelijk de gegevens voor België, Brussel, Vlaanderen en Wallonië) worden de huishoudens ingedeeld volgens hun eindresultaat op de huishoudenlijst in golf 4. Enkel de huishoudens die uit golf 3 opgevolgd worden17, en de in golf 4 ‘nieuwe’ huishoudens (=split-offs) worden weergegeven in de overzichtstabel. Mogelijkheden zijn

16

Omdat de perso(o)n(en) in het huishouden verhuisd zijn naar een instelling, of overleden zijn, of geëmigreerd buiten de EU. 17 De huishoudens die niet uit golf 3 worden opgevolgd zijn: huishoudens waarover informatie in golf 3 ontbrak, huishoudens die expliciet weigerden, en huishoudens die in golf 3 niet in aanmerking kwamen.


36

‘geïnterviewd’, ‘fysieke incapaciteit’, ‘non-contact’, ‘initiële weigering’18, ‘harde weigering’, ‘geen informatie’ en tenslotte ‘niet in aanmerking’, categorielabels die terug te vinden zijn op de eerste rij in de tabel. Deze informatie wordt gekruist met hun eindresultaat op de huishoudenlijst van de voorgaande golf, in casu golf 3 (cfr. 1ste kolom). Daarenboven werd ook de huishoudinformatie van golf 2 in de tabel ondergebracht. De labels ‘C’ (=geïnterviewd in golf 2) en NC (=niet geïnterviewd in golf 2) (in kolom 2) verschaffen - zoals door Eurostat voorgeschreven - deze informatie. Eén soort huishoudens werd door Eurostat blijkbaar niet ingecalculeerd, en werd in de tabel met ‘N3’ ((Nieuw in golf 3) = huishoudens waarover geen informatie kàn zijn in golf 2 om de eenvoudige reden dat ze pas sinds golf 3 bestaan (split-offs met andere woorden van panelhuishoudens van golf 2)) aangegeven. De responsratio voor de golf geeft van de huishoudens die uit golf 3 opgevolgd worden of ontstonden tussen golf 3 en golf 4 de proportie die succesvol bevraagd werd (met een huishoudenlijst).19 De huishoudens die niet meer in aanmerking komen (omdat er geen steekproefpersonen meer in het huishouden vertoeven) of niet meer bestaan (wegens overlijden) worden buiten beschouwing gelaten. In golf 4 wordt voor de responsratio op voorschrift van Eurostat20 wél rekening gehouden met - en in tegenstelling tot wat tot de vorige golf gebruikelijk was - huishoudens die verhuisd zijn buiten de EU en huishoudens waarvan de leden verhuisd zijn naar een collectieve instelling, als het ‘spoor’ van deze tenminste getraceerd werd. Het gaat om een 30-tal huishoudens in totaal. Duidelijk is wel dat deze huishoudens, aangezien ze niet meer behoren tot de populatie van Belgische private huishoudens, niet doorgestuurd zullen worden ter opvolging naar de volgende golf (5). De responsratio bedraagt voor België in golf 4 meer dan 86 %. Vlaanderen scoort ditmaal lichtjes beter dan Wallonië (87 versus 86 %), Brussel volgt op korte afstand (82 %). De attritie is vooral toe te schrijven aan weigeringen (bijna 10 %); 4 % van de huishoudens konden niet bereikt worden, waren fysiek niet in staat tot een antwoord, … De weigeringsratio is het laagst in Wallonië (8 %). De longitudinale follow-up ratio vergelijkt het aantal huishoudens dat vanuit golf 4 wordt doorgestuurd ter opvolging naar golf 5 met het aantal huishoudens dat ontvangen werd uit golf 3. De indicator houdt geen rekening met nieuw gevormde huishoudens, maar laat huishoudens die niet in aanmerking komen of niet meer bestaan (in deze golf) buiten beschouwing. Huishoudens waar informatie over ontbreekt, die expliciet weigeren, of die niet in aanmerking komen of onbestaand zijn geworden, worden niet meer doorgestuurd naar de volgende golf. Ook huishoudens die voor de tweede opeenvolgende keer geen huishoudenlijst invulden, wat ook de reden daarvan mag zijn, worden niet meer doorgestuurd. Al durft men met name in Brussel en Wallonië wel eens zondigen tegen deze regel, zoals blijkt uit de tabellen (cfr. de cijfers in cellen met grijze achtergrond). De longitudinale follow-up ratio is iets lager dan vorig jaar (bijna 90 % versus bijna 95 % vorig jaar). Waarschijnlijk is dit te wijten aan het gestegen aantal ‘harde weigeringen’, zeker in 18

De interviewer bepaalt, als hij afgescheept wordt door een huishouden, of dit huishouden voorgoed als verloren mag beschouwd worden (=harde weigering) dan wel of het de moeite loont om het huishouden het jaar erop toch nog eens te contacteren (=initiële weigering). 19 M.o.: huishoudens die (in golf 4) buiten de EU verhuisden of geïnstitutionaliseerd werden en opgespoord werden, krijgen - volgens de Eurostatregels - eveneens de code ‘vervolledigd’. Vandaar het verschil tussen de 3394 ‘vervolledigde’ huishoudens in de tabel 15a en de 3363 huishoudens met huishoudenlijst in tabel 14. 20 Zie Eurostat Doc.Pan 52/95


37

Wallonië. De drie regio’s scoren ongeveer even goed, met Wallonië (90 %) en Vlaanderen (89 %) op kop, van nabij gevolgd door Brussel (87 %). Ook in Vlaanderen werd vanaf deze golf de procedure gevolgd, waarbij huishoudens die initieel weigerden in golf 3 terug gecontacteerd werden in golf 4, overigens met bevredigend resultaat21. De follow-up ratio houdt - in tegenstelling tot de longitudinale follow-up ratio - wél rekening met de nieuw gevormde huishoudens (split-offs). Deze ratio vergelijkt het totaal aantal huishoudens dat doorgestuurd wordt naar de volgende golf (5) met het aantal huishoudens dat ontvangen werd uit de vorige (3), rekening houdend met het verlies van huishoudens omdat deze niet meer bestaan. Deze ratio geeft dus enkel de evolutie van de omvang van de huishouden-steekproef weer, de evolutie met andere woorden van het aantal huishoudens dat in een bepaalde golf gecontacteerd (en zo mogelijk bevraagd) moet worden. Ook bij deze maat ligt het percentage een vijftal percent lager (93 % versus 98 % in golf 3) dan vorig jaar. De rangorde tussen de regio’s is dezelfde als bij de longitudinale follow-up ratio, zij het iets meer geprononceerd: de ratio is dit keer het laagst in Brussel, en het hoogst in Wallonië. Wallonië telt, ook verhoudingsgewijs gezien, de meeste nieuwe huishoudens; het percentage harde weigeringen (bij de split-offs) ligt er ook lager, zeker in vergelijking met Vlaanderen. Brussel kampt dan weer met het specifieke probleem dat het er vaak moeilijk is om split-offs op te sporen. De bereikte steekproefgrootte ratio vergelijkt tenslotte het aantal huishoudens dat een huishoudenlijst heeft ingevuld in de huidige golf (4) met het aantal huishoudens dat in de vorige golf als ‘geïnterviewd’ werd beschouwd. Deze indicator geeft gewoon de progressie van de grootte van het effectief bereikte huishoudenbestand tussen opeenvolgende golven weer. Het bestand is tussen golf 3 en golf 4 bijna even groot gebleven (97%). Zeker in Wallonië en Brussel is de omvang nagenoeg gelijk gebleven. Huishoudens die in de vorige golf geïnterviewd werden hebben ‘en masse’ terug een huishoudenlijst ingevuld. Misschien speelt de ondertussen opgebouwde affiniteit met de interviewer stilaan tenvolle zijn rol.

21

8 huishoudens werkten terug mee op een totaal van 23

38

PSBH: Methodebericht golf 4 (1995) TABEL 15a: RESPONS RATIO'S VOOR INTERVIEW HUISHOUDENS (BELGIË) Vergelijking van de eindresultaten huishoudendossier golf 4 en golf 3 EINDRESULTAAT IN GOLF 4

Volledig geïnterviewd

Niet volledig geïnterviewd omwille van Niet in Totaal Harde Initiële Geen Fysieke Non aanmerkincapaci- contact weige- informatie weigeing (*) ring ring teit

EINDRESULTAAT IN GOLF 3 Volledig

X

3208

X

20

X 32

X 41

X

9

Z 158

3 0

Z Z

0 0

Z Z

0 0

Z Z

5 4 2 Z 32 Z 4 1

Z Z

2 0 0 Z 10 Z 1 2

Z Z

7 1 0 0 1 0

Z Z

22

3490 [1]

Niet volledig geïnterviewd omwille van Fysieke Incapaciteit Non-contact

Initiële Weigering

C N3 NC C N3 NC C N3 NC

X X

3 1

Z Z

5 0

Z Z

X X

20 5 5 53 4 1

Z Z

1 0 0 5 1 0

Z Z

X X

Geen informatie Weigering Niet in aanmerking, onbestaand Totaal

Z Z

3300

32

83

Z Z

56

1 0

23 0 1 31 7 1 71 5 4

0 0 0 0 0 0

18

301

23

Z Z

35 1 1 66 17 8 171 16 8 0 0

[2] [3] [4] [5] [6] [7] [8] [9] [10]

0 3813

NIEUW HUISHOUDEN IN DEZE GOLF (3) Nieuwe (splits)

huishoudens

Steekproeftoevoeginge n in deze golf (3)

Y

94

Y

1

Y

9

Y

5

Y

19

19

0

147 [11]

Y

0

Y

0

Y

0

Y

0

Y

0

0

0

0 [12]

3394

B

33

D 61

E

37

F 320

SOM VAN RIJEN (1) t/m (12) A

C 92

G

23 T 3960

(*) inclusief onbestaand, door overlijden 1.

Respons ratio voor de golf=A/(T-G)=0.862077 Weigeringsratio=(D+F)/(T-G)=0.096774 Non-contact en andere=(B+C+E)/(T-G)=0.041148

2a.

Longitudinale follow-up ratio=som(cellen 'X')/{som(cellen 'X')+som(cellen 'Z')}=0.897625

2b.

Follow-up ratio={som(cellen 'X')+som(cellen 'Y')}/{som(cellen 'X')+som(cellen 'Z')}=0.931398

3.

Bereikte steekproefgrootte ratio=A/[1]=0.972492

39

PSBH: Methodebericht golf 4 (1995) TABEL 15b: RESPONS RATIO'S VOOR INTERVIEW HUISHOUDENS (BRUSSEL) Vergelijking van de eindresultaten huishoudendossier golf 4 en golf 3 1 EINDRESULTAAT IN GOLF 4




X

438

X

1

X

8

X

9

X

6

Z

11

1

2 0

Z Z

0 0

Z Z

0 0

Z Z

5 0

0 0

1 0 1 Z 13 Z 0 1

Z Z

0 0

Z Z

1 0

Z Z

0 0

Z Z

6 0 1

Z Z

0 0

Z Z

5 0 1 18 0 3

7

43

1

474 [1]


Initiële Weigering


X X

1 0

Z Z

0 0

Z Z

X X

5 1

Z Z

0 0

Z Z

X X

12 2 0

Z Z

1 0


459

2

26

16

0 0

8 0 0 12 1 2 50 2 5 0 0

[2] [3] [4] [5] [6] [7] [8] [9] [10]

0 554


huishoudens


Y

6

Y

0

Y

0

Y

0

Y

5

2

0

13 [11]

Y

0

Y

0

Y

0

Y

0

Y

0

0

0

0 [12]

465

B

2

C 26

D 16

E

12


F

45

G

1 T 567

(*) inclusief onbestaand, door overlijden

1.

Respons ratio voor de golf=A/(T-G)=0.821554 Weigeringsratio=(D+F)/(T-G)=0.107773 Non-contact en andere=(B+C+E)/(T-G)=0.070671

2a.


2b.


3.


40

PSBH: Methodebericht golf 4 (1995) TABEL 15c: RESPONS RATIO'S VOOR INTERVIEW HUISHOUDENS (VLAANDEREN) Vergelijking van de eindresultaten huishoudendossier golf 4 en golf 3 EINDRESULTAAT IN GOLF 4




X

1345

X

8

X

8

X 11

X

0

Z

93

12

1477 [1]


Initiële Weigering


X X

1 0

Z Z

1 0

Z Z

0 0

Z Z

0 0

Z Z

0 0

Z Z

12 0

1 0

X X

9 1

Z Z

1 0

Z Z

1 2

Z Z

1 0

Z Z

2 0

Z Z

24 5

0 0

X X

8 0

Z Z

0 0

Z Z

0 1

Z Z

0 0

Z Z

0 0

Z Z

14 0

0 0

2

148

13


1364

10

12

12

15 0 0 38 8 0 22 1 0 0 0

[2] [3] [4] [5] [6] [7] [8] [9] [10]

0 1561


huishoudens


Y

30

Y

0

Y

4

Y

2

Y

4

11

0

51 [11]

Y

0

Y

0

Y

0

Y

0

Y

0

0

0

0 [12]

1394

B

10

D 14

E

6

F 159


C 16

G

13 T 1612


Respons ratio voor de golf=A/(T-)=0.871794 Weigeringsratio=(D+F)/(T-G)=0.108192 Non-contact en andere=(B+C+E)/(T-G)=0.020012

2a.


2b.


3.


41

PSBH: Methodebericht golf 4 (1995) TABEL 15d: RESPONS RATIO'S VOOR INTERVIEW HUISHOUDENS (WALLONIË) Vergelijking van de eindresultaten huishoudendossier golf 4 en golf 3 EINDRESULTAAT IN GOLF 4



X

X

11

X

16 X

21 X

3

Z

54

9

1539 [1]

1 Z 0 Z

0 Z 0 Z

0 0

Z Z

0 0

Z Z

1 Z 0 Z

4 1

Z Z

6 0 1 2 2

Z Z

4 Z 1 Z 1

0 1

Z Z

39 5 1

0 0

12 1 1 16 8 6 99 13 3 0 0 0

9

110

9


1425


Initiële Weigering


X X

1 1

Z Z

4 0

Z Z

X X

6 3 5 33 2 1

Z Z

0 0

Z Z

Z Z

4 1

Z Z

X X


1477

20

3 2 1 19 3

45

28

0 0

[2] [3] [4] [5] [6] [7] [8] [9] [10]

1698


huishoudens

Y Steekproeftoevoeginge n in deze golf (3) Y

58

Y

1

Y

5 Y

3 Y

10

6

0

83 [11]

0

Y

0

Y

0 Y

0 Y

0

0

0

0 [12]

1535

B

21

C

50 D

31 E

19


F

116 G

9 T 1781


Respons ratio voor de golf=A/(T-)=0.866252 Weigeringsratio=(D+F)/(T-G)=0.082957 Non-contact en andere=(B+C+E)/(T-G)=0.050790

2a.


2b.


3.


42


In de tabellen 16 a, b, c en d (eveneens op huishouden-niveau) wordt de informatie over het antwoordresultaat van de huishoudens in golf 4 gekoppeld aan informatie over de mobiliteit van huishoudens in vergelijking met de voorgaande golf (3). Op die manier wordt de berekening mogelijk van de responsratio’s voor huishoudens met een verschillende mobiliteitsstatus, respectievelijk dus voor de groep huishoudens die niét verhuisd zijn (op de eerste cijferrij van de tabel), de categorie verhuisde huishoudens (2de blok van tabel) en tenslotte voor de split-off-huishoudens. Een overzicht van de ratio’s is terug te vinden in tabel 16. Huishoudens die nog op hetzelfde adres wonen als vorig jaar vertonen bijna vanzelfsprekend de hoogste respons (87 %). Huishoudens die verhuisd zijn tussen golf 3 en golf 4 werden in iets mindere mate bevraagd dan vorig jaar het geval was (77 % versus 83 % toen). Split-offhuishoudens werden daarentegen beter bevraagd dan vorig jaar (63 % nu tegen slechts 51 % in golf 3). Toch blijft de responsratio voor deze laatsten duidelijk lager liggen. Aan de basis daarvan liggen terug de vrij hoge proportie harde weigeringen22, en de moeilijkheidsgraad om split-offs op te sporen (‘geen informatie’). Bij de evaluatie van de responsratio’s per regio vallen vooral het in verhouding minder goede resultaat van Brussel bij de verhuisde huishoudens (71 %) op én voor Vlaanderen de matte prestatie wat de split-offhuishoudens betreft (57 %). Relatief veel split-offs weigerden expliciet hun medewerking in het Vlaamse landsgedeelte. Het is niet meteen duidelijk wat hiervan de reden zou kunnen zijn, want het fenomeen kan niet herleid worden tot de gebruikelijke Vlaams-Waalse ‘panelbreuklijn’, namelijk de neiging tot het coderen van huishoudens die hun medewerking weigeren als respectievelijk ‘harde weigering’ en ‘initiële weigering’.

Tabel 16. Responsratio van golf 4 naar mobiliteit van de huishoudens (per regio) België

Brussel

Responsratio voor de golf

0,862

0,821

0,871

0,866

huishoudens op hetzelfde adres verhuisde huishoudens split-offhuishoudens

0,875 0,774 0,631

0,841 0,716 0,666

0,883 0,826 0,571

0,880 0,764 0,695

22

Vlaanderen

Wallonië

Het lijkt erop dat de vorming van een split-off voor een aantal respondenten een uitgelezen mogelijkheid vormt om te kappen met de medewerking aan het panel.

43

PSBH: Methodebericht golf 4 (1995) TABEL 16a: RESPONSRATIO' S VOOR INTERVIEW HUISHOUDENS (BELGIË) RESULTATEN CODES NAAR HUIDIGE SITUATIE VAN

EINDRESULTAAT IN GOLF 4

Niet volledig geïnterviewd omwille van Initiële Geen Harde volledig Fysieke Non informatie weigering geïnterviewd incapaci- contact weigering teit

Niet in Totaal aanmerking (*)

VERANDERING VAN WOONPLAATS OF SITUATIE SINDS GOLF 3 STAMHUISHOUDENS (som van rijen 1-3 tabel 1) Zelfde woonplaats

3115

30

71

49

1

290

22

3578 [1]

167 1 3 14

2 0

12 0 0 0

7 0 0 0

1 3

11 0

0 1 0 0

185

2

12

7

13 17

11

1

200 5 3 14 0 13 235

125

1

1

1

1

11

0

140

94 90 1 2 1 0

1 1 0

9 9 0 0 0 0

5 5 0 0 0 0

19 2 1

19 19 0

0 0 0 0 0 0

147 126 2 2 1 16

0

0

0

0

Verhuisd naar een andere woonplaats Binnen het land Ander land van de EU Buiten EU Naar instelling Niet in aanmerking Geen informatie Totaal

[2] [3] [4a] [4b] [9a]

SPLIT HUISHOUDENS Aantal stamhuishoudens met split Totaal aantal nieuwe splits Binnen het land Ander land van de EU Buiten EU Naar instelling Geen informatie

16

[5] [6] [7a] [7b] [9b]

ANDERE STEEKPROEFTOEVOEGINGEN DEZE GOLF (4) 0

0

0

33 33 0

C 92 92 0

0 [8]

SOM VAN RIJEN [1] tot [9] [1]-[3],[5], [6],[8],[9] [4],[7] (tracing)

A A1 A2

3394 3397 20

B

D

61 E 61 0

37 37 0

Respons ratio's: Golf:A/(T-G): 0.862077 Voor interviews: A1/(T1-G1): 0.867245 Voor tracing: niet te berekenen Huishoudens nog op hetzelfde adres: rij 1: 0.875984 Huishoudens die zijn verhuisd: rij 2,3,9a : 0.774193 Split huishoudens: rij 5, 6, 9b : 0.631944 TABEL 16b: RESPONSRATIO' S VOOR INTERVIEW HUISHOUDENS (BRUSSEL)

F

320 320 0

G G1 G2

23 23 0

T 3960 T1 3940 T2 20

44

PSBH: Methodebericht golf 4 (1995) RESULTATEN CODES NAAR HUIDIGE SITUATIE VAN





418

2

22

13

0

42

1

498 [1]

38 0 1 2

0 0

4 0 0 0

3 0 0 0

1 1

1 0

0 0 0 0

47 1 1 2

41

0

4

3

5 7

1

0

5 [9a] 56

13

0

0

0

0

1

0

14

6 6 0 0 0 0

0 0 0

0 0 0 0 0 0

0 0 0 0 0 0

5 0 1

2 2 0

0 0 0 0 0 0

13 8 1 0 0 0

0

0

0

0


[2] [3] [4a] [4b]


4

[5] [6] [7a] [7b] [9b]


0

0

2 2 0

C 26 26 0

0 [8]


A A1 A2

465 462 3

B

D

16 16 0

E

12 12 0

F

Respons ratio's: Golf: A/(T-G): 0.821554 Voor interviews: A1/(T1-G1): 0.820603 Voor tracing: niet te berekenen Huishoudens nog op hetzelfde adres: rij 1: 0.841046 Huishoudens die zijn verhuisd: rij 2,3,9a : 0.716981 Split huishoudens: rij 5, 6, 9b : 0.666666 TABEL 16c: RESPONSRATIO' S VOOR INTERVIEW HUISHOUDENS (VLAANDEREN) RESULTATEN CODES NAAR HUIDIGE SITUATIE VAN

45 45 0

G G1 G2

1 1 0

T 567 T1 564 T2 3

45






1292

9

8

11

0

143

12

1475 [1]

61 1 1 9

1 0

4 0 0 0

1 0 0 0

0 0

5 0

0 1 0 0

72

1

4

1

2 2

5

1

72 2 1 9 0 2 86

42

0

0

1

0

5

0

48

30 27 1 1 1 0

0 0 0

4 4 0 0 0 0

2 2 0 0 0 0

4 2 0

11 11 0

0 0 0 0 0 0

51 46 1 1 1 2

0

0

0

0


[2] [3] [4a] [4b] [9a]

SPLIT HUISHOUDENS Aantal stamhuis-houdens met split Totaal aantal nieuwe splits Binnen het land Ander land van de EU Buiten EU Naar instelling Geen informatie

2

[5] [6] [7a] [7b] [9b]


0

0

10 10 0

C 16 16 0

0 [8]


A A1 A2

1394 1384 12

B

D

14 14 0

E

6 6 0

Respons ratio's: Golf: A/(T-G): 0.871794 Voor interviews: A1/(T1-G1): 0.872085 Voor tracing: niet te berekenen Huishoudens nog op hetzelfde adres: rij 1: 0.883116 Huishoudens die zijn verhuisd: rij 2,3,9a : 0.826666 Split huishoudens: rij 5, 6, 9b : 0.571428 TABEL 16d: RESPONSRATIO' S VOOR INTERVIEW HUISHOUDENS (WALLONIË) RESULTATEN CODES NAAR HUIDIGE SITUATIE VAN

F

159 159 0

G G1 G2

13 13 0

T 1612 T1 1600 T2 12

46






1405

19

41

25

1

105

9

1605 [1]

68 0 1 3

1 0

4 0 0 0

3 0 0 0

0 2

5 0

0 0 0 0

72

1

4

3

6 8

5

0

81 2 1 3 0 6 93

70

1

1

0

1

5

0

78

58 57 0 1 0 0

1 1 0

5 5 0 0 0 0

3 3 0 0 0 0

10 0 0

6 6 0

0 0 0 0 0 0

83 72 0 1 0 10

0

0

0

0


[2] [3] [4a] [4b] [9a]


10

[5] [6] [7a] [7b] [9b]


0

0

21 21 0

C 50 50 0

0 [8]


A A1 A2

1535 1530 5

B

D

31 31 0

E

Respons ratio's: Golf: A/(T-G): 0.866252 Voor interviews: A1/(T1-G1): 0.865874 Voor tracing: niet te berekenen Huishoudens nog op hetzelfde adres: rij 1: 0.880325 Huishoudens die zijn verhuisd: rij 2,3,9a : 0.764044 Split huishoudens: rij 5, 6, 9b : 0.695121

19 19 0

F

116 116 0

G G1 G2

9 9 0

T 1781 T1 1776 T2 5


47

Attritie en non-respons op het niveau van individuen De verleiding is - net als op het niveau ‘huishouden’ - groot om de attritie van individuen te herleiden tot een simpele rekensom: nl. het aantal panelleden met volwassenenlijst in de huidige golf (4) min het aantal panelleden met een volwassenenlijst in de voorgaande golf (3). In ’95 zouden (6715 - 6463) = 252 personen verdwijnen: 96.24 % van de volwassenen uit golf 3 zouden dus met andere woorden overblijven. De individuen zijn echter niet allemaal gelijk voor de wet: de panelgeschiedenis van personen varieert, zodat het van uitermate groot belang wordt om inzicht te verwerven in die historiek, wil men de dataset longitudinaal exploreren. Een visueel overzicht van deze variëteit - weliswaar al wat generaliserend, want in totaal zijn er eigenlijk 15 categorieën van elkaar te onderscheiden - vindt u terug in grafiek 16. Vanuit het perspectief van een longitudinale analyse zijn vanzelfsprekend de volwassenen het interessantst, die aan elk van de 4 golven meewerkten: in totaal gaat het voor België om 5613 personen. Een aantal respondenten heeft meegewerkt in 3 van de 4 golven: deze kunnen ingedeeld worden in twee categorieën: enerzijds personen die er pas vanaf golf 2 (als volwassene) bij waren23 (197) en dus onmogelijk in de 4 golven een volwassenenlijst konden invullen en anderzijds personen die wél in die mogelijkheid verkeerden maar om de een of andere reden er in één golf tussenuit zijn gevallen (227 + 577). Bij deze laatste groep vormen de volwassenen die er in golf 4 tussenuit zijn gevallen (577) de grootste groep: de kans is vrij groot dat deze volwassenen definitieve non-respons zullen vertonen. Ook bij de respondenten die in 2 van de 4 golven meewerkten zijn een aantal categorieën te onderscheiden: nl. de respondenten die pas de laatste twee golven (3 en 4) als volwassene meewerkten (160); de respondenten die in twee opeenvolgende golven meewerkten (850 + 36) (bv. 1 en 2 of 2 en 3), en waarvoor de kans dus eveneens aanzienlijk is dat de non-respons definitief is24, en tenslotte de respondenten die in twee niet opeenvolgende golven meewerkten (bv. 2 en 4) (65). Het komt dus eerder zelden voor dat respondenten de draad terug opnemen als ze éénmaal niet meegewerkt hebben aan het panelonderzoek.25 Tenslotte vulde een aantal volwassenen slechts in één golf een volwassenenlijst in: in golf 1 zijn dat er overduidelijk het meest (1423), in golven 2 en 3 relatief weinig (respectievelijk 64 en 29)26, in golf 4 tenslotte 232, maar de kans is groot dat een aantal onder hen ook volgend jaar zullen meewerken. 23

Het gaat om personen die 16 werden in golf 2 of om personen die in golf 2 bij een panellid gingen wonen 24 als de non-respons inderdaad definitief is maakt dit hen tot attritie golf-nonrespondenten (cfr. Lepkowski in Kaszprzyk et al. (1989)). Dit zijn personen die tot op een bepaald moment meewerkten met het panel, maar dan definitief ophouden. Ze zijn dus definitief verloren voor het panel. 25 M.o.: de opvolgingsregels van huishoudens zitten daar natuurlijk ook voor iets tussen (cfr. supra). Hoe dan ook: non-attritie Golf-nonrespondenten (Lepkowski), personen die dus gedurende bv. één golf uit de boot vallen, maar in een latere golf terug meewerken, komen dus weinig courant voor. 26 Dat betekent niet dat in golven 3 en 4 de non-respons drastisch lager zou zijn dan bij de overgang van de eerste naar de tweede golf: mensen met non-respons in golven 3 en 4 zullen, voor het merendeel, terug te vinden zijn bij respondenten met respons in méér dan 1 golf (bv. in 1 en 2).

48


Grafiek 16. Overzicht van de panelgeschiedenis van personen die ooit een PSBHvolwassenenlijst invulden volwassenenlijst in de 4 golven 6000

5613

volwassenenlijst in 3 van de 4 golven: zowel in golf 1 als 4; lijst ontbreekt in één tussenliggende golf volwassenenlijst in 3 van de 4 golven: in golven 1,2,3

5000

volwassenenlijst in 3 van de 4 golven: in golven 2,3,4 ; niet in golf 1

aantal

4000

volwassenenlijst in 2 van de 4 golven: in golven 1 en 2 volwassenenlijst in 2 van de 4 golven: in golven 2 en 3

3000

volwassenenlijst in 2 van de 4 golven: in (golven 1 en 4) of in (golven 2 en 4) of in (golven 1 en 3) 2000

volwassenenlijst in 2 van de 4 golven: in golven 3 en 4

1423

volwassenenlijst in 1 golf : g 1

850 1000

577 0

227

36

65 160

197 1

232

volwassenenlijst in 1 golf : g 2

64 29 volwassenenlijst in 1 golf : g 3

panelgeschiedenis volwassenenlijst in 1 golf : g 4

De historiek van de respondenten in 1995 varieert dus nogal. De Eurostat-tabellen, waar we sinds golf 3 gebruik van maken, houden rekening met deze diversiteit. Ook op het individuele niveau worden in totaal vier responsratio’s berekend. De tabellen 17 a, b, c en d bieden informatie over alle steekproefpersonen (volwassenen) die ooit in het panel vertoefden. De tabellen kruisen de residentiestatus van elke steekproefpersoon in de huidige golf (4) met het resultaat voor de volwassenenlijst in golf 4. In tegenstelling tot de procedure op huishouden-niveau, waar veranderingen slechts werden aangegeven tussen aangrenzende golven, wordt in deze tabellen een echt longitudinaal overzicht van de personen in de steekproef gepresenteerd.


49

Een viertal groepen personen kunnen onderscheiden worden en zijn in de tabellen terug te vinden onder een Romeins cijfer (I-IV). I. De belangrijkste groep personen bestaat uit steekproefpersonen die in de vorige golf (3) verbleven in huishoudens die ter opvolging werden doorgestuurd naar golf 4 (cfr. tabellen 15). In de PSBH-dataset omvat deze categorie uitsluitend personen die in een privaat huishouden verbleven. Collectieve huishoudens27 komen immers niet voor in het PSBH-bestand. De tabellen classificeren deze personen volgens woonplaats in golf 4. Personen die naar een instelling vertrokken of verhuisden buiten de EU moeten enkel ‘getraced’ worden, de andere volwassenen moeten met een volwassenenlijst bevraagd worden. Het resultaat van dit persoonlijk interview in golf 4 is in de tabel terug te vinden. II. Een tweede groep personen vormen de steekproefpersonen die op een bepaald moment deel uitmaakten van het panel, maar eruit verdwenen zijn (om diverse redenen). Zij behoren niet tot huishoudens die ter opvolging uit golf 3 ontvangen werden. Personen die in een vorige golf overleden of definitief in een instelling werden opgenomen28, behoren niét tot deze groep. Zij maken immers geen deel meer uit van de populatie, beschouwd vanuit het perspectief van golf 4. III. Deze categorie omvat ‘nieuwe’ steekproefpersonen, dus steekproefpersonen die voor het eerst een volwassenenlijst mogen invullen. IV. Tenslotte werden in de tabellen ook niet-steekproefpersonen opgenomen, die - volgens de Eurostatregels - slechts worden doorgestuurd ter opvolging indien ze verblijven in een privaat huishouden met minstens één steekproefpersoon. In rij 14 zijn de niet-steekproefpersonen terug te vinden die in een huishouden met steekproefpersonen verblijven, waar in de huidige golf (4) een huishoudenlijst werd ingevuld. Opdat de responsratio’s voor steekproefpersonen en niet-steekproefpersonen vergelijkbaar zouden zijn, werden in rij 15 ook de nietsteekproefpersonen opgenomen die verbleven in huishoudens met steekproefpersonen die niet werden opgevolgd in de huidige golf. De huishoudens in kwestie moeten echter wél ooit één keer met succes bevraagd zijn in het verleden. Deze rij vormt met andere woorden het (nietsteekproefpersonen)-equivalent voor rij 11. De berekening van de responsratio’s voor het individuele niveau vindt u terug onder aan de tabellen. In de overzichtstabel 17 wordt een en ander nog eens samengevat. De responsratio voor de golf geeft de proportie weer, die succesvol bevraagd werd van de steekproefpersonen die opgevolgd werden uit de vorige golf (3) of intussen 16 werden. De personen die overleden of niet meer in aanmerking komen worden buiten beschouwing gelaten. De ratio is een indicator voor de performantie in golf 4, wat betreft het opvolgen van steekproefpersonen die geïnterviewd moesten worden in de golf. De prestatie in de huidige golf wordt gemeten, want steekproefpersonen die niet opgevolgd werden uit de vorige golf (3) (rij 11) zijn niet opgenomen in de berekeningen. Aparte ratio’s werden berekend voor personen die geïnterviewd moesten worden en personen die enkel getraced dienden te worden. 27

Een huishouden dat bestaat uit minimum vijf personen zonder familieband. In totaal gaat het voor Brussel om 25 personen, voor Vlaanderen om 83 personen en wat Wallonië betreft over 95 personen.

28


50

De prestatie in golf 4 mag als bevredigend omschreven worden: bijna 84 % van de personen die bevraagd moesten worden werden effectief geïnterviewd of getraced, een cijfer dat vergelijkbaar is met dit in golf 3. Vlaanderen scoorde in 1995 het best (bijna 85 %), Wallonië volgt (83 %) op korte afstand, Brussel doet het iets minder goed (78 %) maar haalde toch een beter resultaat dan vorig jaar. De non-responsratio’s kunnen opgesplitst worden volgens de oorzaak van de non-respons; mogelijkheden zijn onder meer het ontbreken van een huishoudeninterview29, weigeringen van volwassenen (ook al was het resultaat op het huishoudeninterview positief), fysieke incapaciteit, non-contact, e.d. In elke regio is de belangrijkste verklaring voor non-respons het ontbreken van een huishoudenlijst (gemiddeld 12 %), wat dus neerkomt op een gezamenlijke weigering van het huishouden. Op aanzienlijke afstand volgt de oorzaak ‘persoonlijke weigeringen, na huishoudeninterviews te hebben afgenomen’ (1 à 2 %). De longitudinale responsratio omvat de proportie interviews, die afgenomen werd van alle steekproefpersonen die ooit voor een volwasseneninterview in aanmerking kwamen, met inbegrip van de personen die 16 werden in golf 4. Personen die overleden of niet meer in aanmerking komen worden ook bij deze maat buiten beschouwing gelaten. Het gaat om een cumulatieve indicator, die voor elke golf (hier dus voor golf 4) het globale effect van de attritie sinds golf 1 weergeeft. Als die ratio vermenigvuldigd wordt met de individuele responsratio van golf 1, beschikken we over een beeld van de totale steekproef-attritie, inclusief het effect van de eerste golf. Het PSBH-bestand omvat nog steeds 68 % van de steekproefpersonen die in golf 1 gunstig reageerden. In vergelijking met vorig jaar (71 %) zijn we dus erg weinig mensen kwijtgeraakt. In Brussel is de longitudinale responsratio duidelijk het laagst (60 %), in Wallonië even expliciet het hoogst (72 %). Vlaanderen bengelt tussen beide regio’s in (67 %), en zit ongeveer op het nationale gemiddelde. De bereikte steekproefgrootte ratio geeft de verhouding weer van het aantal in deze golf (4) afgenomen volwasseneninterviews ten opzichte van het aantal dat in de vorige golf (3) werd afgenomen. Dit is dus een maat voor de evolutie van de effectief bereikte steekproefomvang. Twee versies van de ratio zijn denkbaar: een versie die zich beperkt tot de steekproefpersonen, en een versie die alle personen omvat (inclusief de niet-steekproefpersonen van 16 jaar en ouder). Vlaanderen scoort voor beide ratio’s rond de 93 %, op afstand dus van Brussel en Wallonië waar de ratio’s ongeveer 97 % bedragen. De responsratio voor niet-steekproefpersonen geeft de prestatie in de vierde golf weer voor niet-steekproefpersonen. De verhouding bevat in de teller het aantal niet-steekproefpersonen (minstens 16 jaar oud) die succesvol bevraagd werden in de huidige golf. In de noemer staan alle niet-steekproefpersonen van 16 en ouder die lid zijn van huishoudens succesvol bevraagd (met een huishoudeninterview) in deze of in een vorige golf. De responsratio is, vanuit Belgisch perspectief, ongeveer identiek als de in 1994 bereikte ratio (respectievelijk 62 % in ’95 en 63 % vorig jaar). De tendensen die in golf 3 al tot uiting kwamen, worden echter explicieter. Brussel (49 %) en ook Vlaanderen (54 %) scoren duidelijk onder dit gemiddelde, terwijl Wallonië een erg puike prestatie levert bij de niet29

Als van een huishouden geen huishoudeninterview werd afgenomen, werden in principe ook geen volwassenen van dat huishouden meer bevraagd. Er zijn slechts een paar uitzonderingen op deze regel (cfr. supra).

51


steekproefpersonen (70 %). Op dit vlak zou dus in de andere regio’s een inspanning geleverd moeten worden.

Tabel 17. Individuele responsratio’s per regio België

Brussel

Vlaanderen

Wallonië

1. responsratio voor deze golf (4)

0,836

0,787

0,848

0,839

2. longitudinale responsratio

0,684

0,609

0,671

0,723

3a. bereikte steekproefgrootte ratio (steekproefpersonen) 3b. bereikte steekproefgrootte ratio (alle personen)

0,950

0,971

0,931

0,963

0,965

0,981

0,938

0,988

4. responsratio voor niet-steekproefpersonen

0,623

0,491

0,547

0,704

52

PSBH: Methodebericht golf 4 (1995) TABEL 17a. RESPONS RATIO'S INTERVIEWS VOLWASSENEN (BELGIË) RESULTATEN CODES VERSUS VERBLIJF IN DE VIERDE GOLF RESULTAAT PERSOONLIJK INTERVIEW IN VIERDE GOLF Niet volledig geïnterviewd omwille van Volledig geïnterGeen fysieke Non-contact Weigeviewd Hh interview incapaciteit ring

Andere, NS

Totaal

VERBLIJF IN DE VIERDE GOLF I. SAMPLE PERSOON OPGEVOLGD UIT DERDE GOLF A1. NU VERBLIJVEND IN EEN PRIVAAT HUISHOUDEN

In het land [1]gewoon aanwezig [2]tijdelijk afwezig In het buitenland [3]binnen EU [4]buiten EU

6055 0

921 0

19 0

0 38

131 0

29 0

7155 38

3 8

11

0 0

0

0

0

14 8

A2. NU VERBLIJVEND IN EEN COLLECTIEF HUISHOUDEN [5]In het land In het buitenland [6]binnen EU [7]buiten EU

0

0

0

0

0

0

0

0 0

0

0 0

0

0

0

0 0

A3. ANDERE [8]In instelling [9]Geen informatie [10]Niet in aanmerking

18

0

18 38 66

II. SAMPLE PERSOON NIET OPGEVOLGD UIT DERDE GOLF [11]

1644

III. NIEUWE SAMPLE PERSONEN [12]Die 16 werden [13]Sample toevoeging

101 0

17 0

1 0

0 0

5 0

1 0

125 0

IV. NON-SAMPLE PERSONEN: in huishoudens met sample persoon, meest recente hh interview ingevuld in ... [14]deze golf (4) [15]vroegere golf

(14c)

301

1

9

53

38 38 38 0

E 136 E1 136 E2 136 E3 0

13 (14t) 377 (15t) 106

106

SOM VAN RIJEN [1]to[9],[11]-[13] [1]to[9],[12],[13] [1]-[3],[5],[6],[12],[13] [4],[7],[8] (tracing)

A A1 A2 A3

6185 6185 6159 26

B B1 B2 B3

949 949 949 0

C C1 C2 C3

20 20 20 0

D D1 D2 D3

F F1 F2 F3

30 30 30 0

1. Respons ratio voor deze golf, Zowel interviews als tracing=A1/T1=0.836262 Alleen interviews =A2/T2=0.835685 Tracing=A3/T3=1 Non-respons ratio voor deze golf, Weigeringsratio=E1/T1=0.018388 non-contact ratio=D1/T1=0.005137 hh interview niet compleet ratio=B1/T1=0.128312 2. Longitudinale respons ratio=A/T=0.684181 =A1/T1=0.836262 3a. Bereikte sample grootte ratio (steekproefpersonen)=A golf 4/A golf3=6185/6510=0.950076 3b. Bereikte sample grootte ratio (alle personen)=A+14c golf4/A+14c golf3=(6185+301)/(6510+207)=0,965609 4. Respons ratio voor non-sample personen =0.623188

TABEL 17b. RESPONS RATIO'S INTERVIEWS VOLWASSENEN (BRUSSEL)

T 9040 T1 7396 T2 7370 T3 26

53

PSBH: Methodebericht golf 4 (1995) RESULTATEN CODES VERSUS VERBLIJF IN DE VIERDE GOLF RESULTAAT PERSOONLIJK INTERVIEW IN VIERDE GOLF Niet volledig geïnterviewd omwille van Volledig geïnterGeen fysieke Non-contact Weigeviewd Hh interview incapaciteit ring

Andere, NS

Totaal



765 0

172 0

2 0

0 2

11 0

4 0

954 2

0 2

2

0 0

0

0

0

2 2


0

0

0

0

0

0

0

0 0

0

0 0

0

0

0

0 0


2

0

2 12 6


289


10 0

5 0

0 0

0 0

0 0

0 0

15 0


(14c)

29

0

4

8

3 (14t) (15t)

15

44 15


A A1 A2 A3

779 779 775 4

B B1 B2 B3

179 179 179 0

C C1 C2 C3

2 2 2 0

D D1 D2 D3

2 2 2 0

E E1 E2 E3

11 11 11 0

F F1 F2 F3

1. Respons ratio voor deze golf, zowel interviews als tracing=A1/T1=0.787664 alleen interviews =A2/T2=0.786802 tracing=A3/T3=1. Non-respons ratio voor deze golf, weigeringsratio=E1/T1=0.011122 non-contact ratio=D1/T1=0.002022 hh interview niet compleet ratio=B1/T1=0.180990 2. Longitudinale respons ratio=A/T=0.609546 =A1/T1=0.787664 3a. Bereikte sample grootte ratio (steekproefpersonen)=A golf 4/A golf3=779/802=0,971321 3b. Bereikte sample grootte ratio (alle personen)=A+14c golf4/A+14c golf3=(779+29)/(802+21)=0,981773 4. Respons ratio voor non-sample personen =0.491525 TABEL 17c. RESPONS RATIO'S INTERVIEWS VOLWASSENEN (VLAANDEREN) RESULTATEN CODES VERSUS VERBLIJF IN DE VIERDE GOLF

4 4 4 0

T 1278 T1 989 T2 985 T3 4

54

PSBH: Methodebericht golf 4 (1995) RESULTAAT PERSOONLIJK INTERVIEW IN VIERDE GOLF Niet volledig geïnterviewd omwille van Volledig geïnterGeen fysieke Non-contact Weigeviewd Hh interview incapaciteit ring

Andere, NS

Totaal



2626 0

368 0

9 0

0 15

64 0

8 0

3075 15

3 3

2

0 0

0

0

0

5 3


0

0

0

0

0

0

0

0 0

0

0 0

0

0

0

0 0


13

0

13 5 33


838


52 0

9 0

0 0

0 0

3 0

0 0

64 0


(14c)

93

1

0

22

7 (14t) 123 (15t) 47

47


A A1 A2 A3

2697 2697 2681 16

B B1 B2 B3

379 379 379 0

C C1 C2 C3

9 9 9 0

D D1 D2 D3

15 15 15 0

E E1 E2 E3

67 67 67 0

F F1 F2 F3

8 8 8 0

1. Respons ratio voor deze golf, zowel interviews als tracing=A1/T1=0.848113 alleen interviews =A2/T2=0.847345 tracing=A3/T3=1 Non-respons ratio voor deze golf, weigeringsratio=E1/T1=0.021069 non-contact ratio=D1/T1=0.004716 hh interview niet compleet ratio=B1/T1=0.119182 2. Longitudinale respons ratio=A/T=0.671229 =A1/T1=0.848113 3a. Bereikte sample grootte ratio (steekproefpersonen)=A golf 4/A golf3=2697/2896=0,931284 3b. Bereikte sample grootte ratio (alle personen)=A+14c golf4/A+14c golf3=(2697+93)/(2896+78)=0,938130 4. Respons ratio voor non-sample personen =0.547058

TABEL 17d. RESPONS RATIO'S INTERVIEWS VOLWASSENEN (WALLONIË) RESULTATEN CODES VERSUS VERBLIJF IN DE VIERDE GOLF RESULTAAT PERSOONLIJK INTERVIEW IN VIERDE GOLF

T 4018 T1 3180 T2 3164 T3 16

55

PSBH: Methodebericht golf 4 (1995) Niet volledig geïnterviewd omwille van Geen fysieke Non-contact Hh interview incapaciteit


Weigering

Andere, NS

Totaal



2664 0

381 0

8 0

0 21

56 0

17 0

3126 21

0 3

7

0 0

0

0

0

7 3


0

0

0

0

0

0

0

0 0

0

0 0

0

0

0

0 0


3

0

3 21 27


517


39 0

3 0

1 0

0 0

2 0

1 0

46 0


(14c)

179

0

5

23

3 (14t) 210 (15t) 44

44


A A1 A2 A3

2709 2709 2703 6

B B1 B2 B3

391 391 391 0

C C1 C2 C3

9 9 9 0

D D1 D2 D3

21 21 21 0

E E1 E2 E3

58 58 58 0

F F1 F2 F3

18 18 18 0

1. Respons ratio voor deze golf, zowel interviews als tracing=A1/T1=0.839479 alleen interviews =A2/T2=0.839180 tracing=A3/T3=1 Non-respons ratio voor deze golf, weigeringsratio=E1/T1=0.017973 non-contact ratio=D1/T1=0.006507 hh interview niet compleet ratio=B1/T1=0.121165 2. Longitudinale respons ratio=A/T=0.723557 =A1/T1=0.839479 3a. Bereikte sample grootte ratio (steekproefpersonen)=A golf 4/A golf3=2709/2812=0,963371 3b. Bereikte sample grootte ratio (alle personen)=A+14c golf4/A+14c golf3=(2709+179)/(2812+109)=0,988702 4. Respons ratio voor non-sample personen =0.704724

T 3744 T1 3227 T2 3221 T3 6


56

3. De weging van het PSBH-bestand

3.1 Panel-opzet en representativiteit In methodebericht 3 werd al uitgebreid ingegaan op de doelstelling van een panelsurvey zoals de PSBH er één is: een representatief beeld verschaffen van de doelpopulatie. Deze doelpopulatie kan cross-sectioneel gedefinieerd worden: bedoeling is dan dat het databestand representatief is voor de populatie van Belgische private huishoudens (of personen, naargelang) op het ogenblik van de golf in kwestie, dus op het tijdstip van de bevraging. De meerwaarde van een panelsurvey berust echter in de mogelijkheden tot longitudinale analyse die het design biedt. Daaronder wordt verstaan de analyse van kenmerken, gebeurtenissen, veranderingen,… van dezélfde observatie-eenheid over een bepaalde tijdsperiode. Bij een panelsurvey kan die tijdsperiode betrekking hebben op de volledige duur van het panel tot dusver (in casu vanaf golf 1 tot golf 4) dan wel beperkt worden tot een kleiner tijdsinterval (bijvoorbeeld twee golven). Telkens is echter van cruciaal belang dat de steekproef een representatieve weerspiegeling vormt van de longitudinale populatie, dus van de personen30 die zich tijdens àlle jaren die in de analyse betrokken worden in de populatie bevinden. De initiële steekproef in golf 1 vormde een zo representatief mogelijke blauwdruk van de populatie van Belgische private huishoudens op dat moment. Om ook regionale deelanalyses mogelijk te maken werden bepaalde landsdelen, vanuit Belgisch perspectief bekeken, wat bevoordeligd. Met de designgewichten (zie methodebericht 1) werd daaraan verholpen: deze corrigeren dus voor de verschillende selectiekans van observaties per regio. Huishoudens en personen31 uit Vlaanderen verkregen op die manier bijvoorbeeld een groter gewicht dan Waalse en Brusselse huishoudens / personen, omgekeerd evenredig immers met hun duidelijk lagere selectiekans. In de eerste golf werd niet voorzien in non-responsgewichten om het effect van verschillen qua responsratio’s in verschillende delen van de steekproef te reduceren. Gewichten daarvoor hadden immers moeten berekend worden op basis van kenmerken die zowel voor huishoudens mét als huishoudens zonder respons bekend waren, informatie die voor deze laatste meestal ontbrak. Er werd ook niet door gewichten gecorrigeerd in functie van extern gekende verdelingen - via andere bronnen - van huishoudens en individuen. De externe validering van de steekproef (zie methodebericht 1) gaf immers aan dat de steekproef de verdeling van huishoudens en individuen op een aantal variabelen vrij goed benaderde. Weging met designgewichten volstond dus in golf 1 om een representatieve steekproef van de cross-sectionele populatie op dat tijdstip te verkrijgen. Omwille van een drietal reeds in methodebericht 3 aangehaalde factoren blijven opeenvolgende wegingprocedures 30

Longitudinale analyse van huishoudens wordt hier buiten beschouwing gelaten, wegens het vrij ingewikkelde karakter ervan: cfr. huishoudens vormen een dynamisch concept. 31 Het gewicht van huishoudens en personen in dit huishouden is in de eerste golf identiek, want de selectiekans geldt logischerwijs voor huishoudens: de gewichten worden dus bijgevolg op huishoudniveau bepaald, en daarna aan elk gezinslid toegekend.

PSBH: Methodebericht golf 4 (1995) noodzakelijk

57


58

om een representatief bestand (steeds in functie van een voor een bepaald tijdssegment gedefinieerde populatie) te behouden.

1. de steekproef geeft de demografische veranderingen in de populatie niet volledig correct weer. De demografische evolutie omvat aanwas (door geboorten, immigratie, het verlaten van een instelling) en uitval (door sterfte, emigratie, opname in een instelling). De uitval wordt weerspiegeld in de steekproef. De aanwas (in het PSBH-bestand) verloopt correct voor wat geboortes betreft, vormt evenwel een beperkt probleem voor mensen die een instelling verlaten (cfr. Methodebericht 3) en een iets groter probleem voor inwijkende huishoudens32. Vooral de immigratie van huishoudens en personen zorgt dus geleidelijk voor een coverage-error: de steekproef slaagt er dus na verloop van tijd niet meer in om de gedefinieerde doelpopulatie volledig te dekken. 2. De panelopvolgingsregels, in methodebericht 3 uitgebreid toegelicht, veroorzaken eveneens een geleidelijk verlies aan representativiteit wegens de hogere cross-sectionele selectiekansen van huishoudens met een niet-steekproeflid. 3. Tenslotte zorgt ook attritie (door weigering, non-contact, …) - als deze niet volledig random is - voor een representativiteitsverlies van de steekproef. Door het toekennen van gewichten aan steekproefobservaties wordt gecompenseerd voor dit representativiteitsverlies, zodat de steekproef een minder vertekende en exacter weerspiegeling van de verschillende karakteristieken van de populatie of eventueel populatiesubgroepen, die voorwerp van analyse uitmaken, zal bieden.

3.2 Beschrijving van de methode In methodebericht 3 werd de door Eurostat aanbevolen weight sharing methode uitgebreid uit de doeken gedaan, een wegingprocedure die ook de PSBH hanteert. De concrete berekeningswijze vindt u daar ook terug. Hier worden enkel de grote lijnen van de wegingprocedure nog eens herhaald. In eerste instantie worden (vanaf golf 2) basisgewichten33 berekend voor de steekproefpersonen, in functie van veranderingen in de populatie én de evolutie van de steekproef van personen; op basis van die individuele gewichten worden dan huishoudengewichten (shared weights) - het gemiddelde van de basisgewichten van de volwassen steekproefpersonen in het gezin - berekend. Cross-sectioneel Steekproefpersonen, gewogen met de basisgewichten voor die golf, vormen in principe een representatieve steekproef voor de populatie in dat jaar. 32

Immigratie vindt immers slechts zelden plaats in huishoudens die tot de oorspronkelijke populatie behoren. 33 Het basisgewicht van individuen in Golf 2 werd bekomen door vermenigvuldiging van hun initiële designgewicht met een correctiefactor, die bepaald werd door veranderingen in de populatie en de steekproef tussen golf 1 en 2 (zie methodebericht 3).


59

Het panel bevat echter ook informatie over niet-steekproefpersonen, die in de survey komen doordat ze een huishouden vormen met een of meer steekproefpersonen. Om een representatieve steekproef in een bepaalde golf te verkrijgen, en toch gebruik te maken van de niet-steekproefpersonen, moeten de shared weights worden toegekend aan alle huishoudleden (steekproefpersonen, niet-steekproefpersonen, volwassenen en kinderen). Alle geïnterviewde personen in een bepaalde golf vertegenwoordigen, als ze gewogen worden met deze shared weights, de cross-sectionele populatie in die golf op een even representatieve manier34, als wanneer uitsluitend gebruik wordt gemaakt van de (met basisgewichten gewogen) steekproefpersonen. Een cross-sectionele analyse van huishoudens in een bepaalde golf gebeurt eveneens met behulp van deze shared weights. In de mate dat huishoudens, geïnterviewd in golf 1, gewogen door de designgewichten, een representatieve steekproef waren van de populatie huishoudens, zijn de geïnterviewde huishoudens in een volgende golf, gewogen met hun shared weight van die golf, een representatieve steekproef van de huishoudens in de populatie op dat tijdstip. Longitudinaal De steekproef van met basisgewichten gewogen steekproefpersonen kan ook bij longitudinale analyses35 gebruikt worden. Door middel van een gelijkaardige weight-sharing36 techniek kunnen ook bij longitudinaal onderzoek niet-steekproefpersonen opgenomen worden in het bestand. Dit is uiteraard enkel mogelijk als de analyse geen betrekking heeft op de volledige duur van het panel: niet-steekproefpersonen zaten immers, logischerwijs, niet in de steekproef in golf 1. Maar voor longitudinale analyses over kortere periodes (bv. golven 2-3-4) kan er een beroep worden gedaan op niet-steekproefpersonen. Dergelijke ‘shared weights’ werden echter op dit moment nog niet berekend. Aangezien huishoudens niet stabiel zijn over de tijd heen, worden longitudinale analyses met huishoudens als analyse-eenheid niet aangeraden. Schalen In een laatste stap worden de finale gewichten (basisgewichten of shared weights) uiteindelijk geschaald37 of genormaliseerd zodat het gemiddelde per vervolledigd interview 1 wordt. Op 34

En de steekproefbasis wordt ruimer. Als de periode van analyse aan elkaar grenzende jaren beslaat: bv. ‘93-’94 of ‘92-‘93-’94. Telkens moet dan gebruik gemaakt worden van de basisgewichten in de laatste van de vermelde golven. Als de analyseperiode echter bv. ’92 en ’94 vergelijkt moeten er echter andere basisgewichten berekend worden, in functie van de populatie-en steekproefevolutie tussen die 2 golven. 36 Cfr. Doc. PAN 51/95. Longitudinal Weighting. De huishoudleden, steekproefpersonen én de nietsteekproefpersonen die over de volledige duur van de longitudinale analyse in dit huishouden met de steekproefpersonen verbleven, krijgen een gemiddeld gewicht, berekend op basis van de basisgewichten van de steekproefpersonen. 37 Schalen gebeurt als volgt: het gewicht wordt vermenigvuldigd met het totaal aantal interviews en gedeeld door de som van het gewogen aantal interviews. Bij het schalen van shared weights omvatten deze totalen ook niet-steekproefpersonen, bij het schalen van basisgewichten niet. Vb.: bij het schalen van de basisgewichten van volwassenen worden de gewichten vermenigvuldigd met het totaal aantal volwassenenlijsten van steekproefpersonen en gedeeld door de som van ditzelfde aantal, gewogen met die basisgewichten. 35


60

die manier is het gewogen aantal observaties gelijk aan het reële aantal observaties38, wat het makkelijker maakt om analyse-resultaten te interpreteren.

3.3 PSBH-weging De cruciale stap in de hele wegingprocedure is dus eigenlijk de berekening van de basisgewichten van steekproefpersonen in een bepaalde golf t. De andere gewichten kunnen uit die basisgewichten afgeleid worden. Als basisprincipe bij de berekening geldt: een steekproefeenheid krijgt in een bepaalde golf t een gewicht dat gelijk is aan de inverse van de kans dat die steekproefeenheid aanwezig is in de steekproef. De steekproef voor een longitudinale sectie over T panelgolven kan beschouwd worden als een selectieproces met in totaal 2T stappen (zie methodebericht 3 voor de concrete uitwerking). Voor de steekproef van golf 4 wordt dit dus: • stap 1: designsteekproef: elke observatie heeft hier (= in golf 1) al een bepaalde selectiekans : P (D=1). • stap 2: kans op respons in golf 1: P(Rgolf 1 = 1 | D) • stap 3: kans dat de persoon succesvol gecontacteerd werd in golf 2: P(Kgolf 2 = 1 | D, Rgolf 1) • stap 4: kans dat de persoon respons vertoont in golf 2 • stap 5: kans dat de persoon succesvol gecontacteerd wordt in golf 3 • stap 6: kans dat de persoon respons vertoont in golf 3 • stap 7: kans dat de persoon succesvol gecontacteerd wordt in golf 4 • stap 8: kans dat de persoon succesvol geïnterviewd wordt in golf 4

De uiteindelijke selectiekans van een bepaald individu (P(C95=1)) in golf 4 is gelijk aan het product van deze individuele kansen, want veronderstelt dat tegelijk voldaan is aan deze 8 voorwaarden (geselecteerd in golf 1, respons in golf 1, succesvol contact in golf 2, …, succesvol interview in golf 4). P (C95 = 1) = P(D=1, Rgolf 1 = 1, Kgolf 2 = 1, Rgolf 2 = 1, Kgolf 3 = 1, Rgolf 3 = 1, Kgolf 4 = 1, Rgolf 4 =1) De inverse van deze selectiekans is het basisgewicht van de steekproefpersonen in golf 4. De in golf 3 berekende basisgewichten van steekproefpersonen waren de inverse van de selectiekans in golf 3 (dus op basis van 2 * 3 stappen): de basisgewichten van golf 3 moeten dus nog enkel vermenigvuldigd worden met een correctiefactor die de inverse is van de contacten responskans in golf 4.

38

Bij analyses die zich beperken tot één regio (bv. Vlaanderen) kunnen vanzelfsprekend ook de (Belgische) basisgewichten (als louter met steekproefpersonen) of (Belgische) shared weights (als zowel met steekproef-als niet-steekproefpersonen) worden gebruikt. Eventueel moet er terug geschaald worden zodat het aantal reële observaties overeenstemt met het gewogen aantal.


61

Basisgewichtgolf 4 = basisgewichtgolf 3 ----------------------P(Kgolf 4) * P (Rgolf 4)

Net als bij de berekening van gewichten bij vorige golven werd geopteerd voor de berekening van die contact -en responskans in één stap. In een klein land als België vormt het contacteren van het overgrote deel van de huishoudens immers geen probleem (cfr. tabellen deel 2), zodat een aparte regressie-analyse voor het schatten van de contacteringskans weinig zin heeft.39 De contacten responskans van golf 4 werd geschat door middel van een logit-model. Individuele, huishouden regio-variabelen (‘Area level’-kenmerken) werden in het model opgenomen.

Bepalen van de omvang van de steekproef die in het model betrokken wordt Allereerst moest het segment steekproefpersonen afgebakend worden, waarvan het totale volume ‘basisgewichten van golf 3’ verdeeld zou worden - in functie van de contacten responskans in golf 4 - over de steekproefpersonen met respons in golf 440. Zowel volwassen steekproefpersonen als kinderen41 (die steekproefpersoon zijn) beschikken over een basisgewicht, beide groepen personen komen dus in aanmerking voor het model, àls ze behoren tot huishoudens die volgens de Eurostat-regels opgevolgd moeten worden uit de vorige golf (3). Deze huishoudens zijn in principe de huishoudens die in de vorige golf bevraagd werden. Daar worden aan toegevoegd: de huishoudens die niet bevraagd werden in golf 3 wegens noncontact, fysieke incapaciteit of initiële weigering, àls ze tenminste in de golf voor golf 3 (golf 2 met andere woorden) wél bevraagd werden. Uitgesloten van opvolging worden: huishoudens die definitief weigerden mee te werken in golf 342 , huishoudens die in golf 4 verhuisd zijn buiten de EU of in hun geheel geïnstitutionaliseerd zijn geworden43 en tenslotte huishoudens die niet meer in aanmerking komen of niet meer bestaan. In principe bevat de set steekproefpersonen die moet opgevolgd worden naar golf 4 àlle steekproefpersonen in huishoudens die ter opvolging uit golf 3 worden doorgestuurd. Een paar categorieën personen worden uitgesloten, omdat ze niet meer tot de populatie behoren: de 39

Dergelijke analyse gebeurt met behulp van variabelen die zowel voor gecontacteerde als niet gecontacteerde personen bekend zijn. De percentages op die variabelen zijn - voor de niet gecontacteerde personen - echter niet representatief voor de groep ‘niet-gecontacteerden’, precies omwille van het te kleine aantal. 40 Het totale volume van de basisgewichten van de set steekproefpersonen in een bepaalde golf wordt bij de weging steeds verdeeld over de steekproefpersonen mét respons in de volgende golf. Dit volume blijft dus grosso modo gelijk van golf tot golf, alleen wordt het verdeeld over een per golf afnemende set steekproefpersonen. 41 dus als ze al in golf 1 aanwezig waren, dan wel tijdens de loop van het panel geboren zijn als kind van een steekproefpersoon. 42 M.o.: personen in dergelijke huishoudens verliezen in die golf al hun basisgewicht. 43 Deze behoren immers niet meer tot de populatie.


62

personen die overleden zijn in golf 4, en de personen die verhuisd zijn buiten de EU of geïnstitutionaliseerd zijn. Er wordt van uit gegaan dat voor het (vanuit de evolutie van de populatie ‘natuurlijk’) verlies van hun basisgewichten gecompenseerd wordt door de basisgewichten van nieuw-geborenen (en eventueel, op termijn, van geïmmigreerde personen). Deze afbakening leidde dus tot een set steekproefpersonen, waarvoor de regressie werd uitgevoerd.

Bepalen van het regressiemodel Voor deze steekproefpersonen wordt informatie (vooral uit golf 3, in beperkte mate via het contactenblad echter ook uit golf 4) verzameld op de drie hoger vermelde niveaus: individueel, op huishoudniveau en inzake geografische locatie (regio). Voorbeelden van mogelijke covariaten (onafhankelijke variabelen) zijn terug te vinden in het methodebericht van golf 3. Ook is van elk van deze personen bekend of ze al dan niet respons vertonen, de afhankelijke variabele in het model. Aangezien de afhankelijke categoriaal (meer bepaald dichotoom) is, wordt een logistische regressie uitgevoerd. Daarin wordt de relatie nagegaan tussen een categorische responsvariabele en een set verklarende (onafhankelijke) variabelen44. De strategie om een model te ontwikkelen werd ontleend aan Hosmer & Lemeshow (1989) en Menard (1995). 1. Eerst werd elke onafhankelijke variabele die in aanmerking kwam voor het model onderworpen aan een univariate analyse, door een kruistabel met de afhankelijke en door een logistische regressie met deze variabele als enige onafhankelijke.45 In bijlage 1 vindt u ter illustratie de kruistabellen van de covariaten, die in het uiteindelijke (multivariate) model werden opgenomen, met de responsvariabele (=afhankelijke). Daaruit blijkt dat globaal genomen de percentageverschillen qua respons tussen de subgroepen niet erg groot zijn, een paar uitzonderingen daargelaten46. Cellen in de kruistabel met erg weinig respondenten kunnen problemen opleveren bij regressie, vandaar dat - indien ook inhoudelijk enige reden daartoe bestond - soms categorieën van onafhankelijke variabelen werden samengevoegd. Onder meer bij ‘professionele status van het gezinshoofd’ was dit noodzakelijk. Een aantal covariaten overleefde deze univariate analyse niet: zij werden dus nog voor de multivariate analyse weggeselecteerd, omdat hun p-waarde (bij de likelihood

44

Generaliserend: de maximum likelihoodmethode die bij logistische regressie gehanteerd wordt, levert waarden op (voor de onbekende parameters, die de invloed van de onafhankelijke weergeven) die de kans maximaliseren dat je een dergelijke set data verkrijgt. De methode tracht dus, via iteraties, de likelihoodfunctie te maximaliseren, die de kans weergeeft op de waargenomen data als functie van (onbekende) parameters. Uiteindelijk vormen de geschatte parameters dan dié waarden die de functie maximaliseren, en dus het dichtst aansluiten bij de waargenomen data. 45 M.o.: in Sas moet deze onafhankelijke variabele omgewerkt worden naar een aantal designvariabelen (dummy’s), waarop in deze context verder niet wordt ingegaan. 46 Meestal bedraagt het percentageverschil tussen de subgroep met de hoogste respons en de subgroep met de laagste respons hoogstens 5 %, vaak minder. Enkel bij de transitievariabele werd een grotere spreiding vastgesteld.

63

PSBH: Methodebericht golf 4 (1995) ratio

47

test47)

duidde

op

- 2 Log L in Sas-output: deze maat test de nulhypothese dat de bijdrage van alle verklarende variabelen (hier dus slechts 1) in het model gelijk is aan nul of met andere woorden dat de informatie over de waarden op onafhankelijke variabelen geen bijdrage levert om de waarde op de afhankelijke beter te kunnen voorspellen. Als de kans gering is dat deze nulhypothese geldt, betekent dit dat minstens één van de onafhankelijken (hier dus die ene) wel degelijk verklaringskracht bezit voor de afhankelijke en dus ‘significant’ gerelateerd is aan de afhankelijke variabele. De -2 log L geeft de reductie weer van de ‘deviatie’ ( verschil tussen de geobserveerde waarden op de afhankelijke en de op basis van de likelihoodfunctie voorspelde waarden op de afhankelijke) als je, in plaats van een model zonder verklarende variabelen te hanteren, gebruik maakt van een model mét die verklarende variabele(n) (hier 1). Het verschil qua log likelihood voor de twee modellen volgt bij benadering een chikwadraatverdeling met een aantal vrijheidsgraden, dat gelijk is aan het verschil qua aantal gebruikte parameters in de respectievelijke modellen. Het testen van significantie is dus mogelijk.


64

statistische niet-significantie. Daarbij werd het (ruime) criterium gehanteerd dat p < 0.25 moest zijn, om de variabele te behouden in deze eerste fase. Ook de Wald-test, de ratio van de maximumlikelihoodschatter van de parameter ten opzichte van de schatting van zijn standaardafwijking, - die een standaardnormale verdeling volgt onder de hypothese dat de waarde van de parameter 0 is - werd gebruikt om onafhankelijke variabelen te beoordelen op hun significantie. Echter slechts in tweede orde, en vooral om de parameters van dummyvariabelen te beoordelen.

In totaal bleven na univariate analyse als significante onafhankelijke variabelen over: • nationaliteit (Belg + Marokkaan/Turk - andere buitenlandse nationaliteit) • burgerlijke staat (gehuwd, echtgescheiden + feitelijk gescheiden, verweduwd, ongehuwd) • leeftijd (-25, 25-45, 45-55, 55-75, 75+) • interviewerstatus (zelfde interviewer in de 2 golven - andere interviewer) • aantal kinderen (geen of 1, 2 of meer) • beroepscategorie gezinshoofd (geen beroep, ongeschoold arbeider, geschoold arbeider, bediende, hoger bediende/kader, vrij beroep/zelfstandige/ondernemer, ander beroep) • combinatievariabele gezinstype-werkstatus (alleenstaande werkend, alleenstaande niet werkend, koppel niet beide werkend, koppel beide werkend, koppel onvoldoende info) • onderwijsniveau gezinshoofd (onbekend, lager/lager middelbaar, hoger middelbaar, hoger onderwijs) • activiteit (onbekend, voltijds werkend, deeltijds werk, gepensioneerd, ziek, werkloos, huishouden, studerend, tewerkstelling tijdelijk onderbroken, afwisselend tewerkgesteld/niet tewerkgesteld) • transitievariabele (huishouden op zelfde adres als vorige golf, huishouden verhuisd, afsplitsing) • eigenaarsstatuut van de woning (onbekend, (mede)eigenaar, huurder, gratis bewoner) • gewest (Vlaanderen, Wallonië, Brussel)

2. Het ontwikkelen van het model De opbouw van het model verliep stapsgewijs: Vertrekpunt vormde een model met als énige onafhankelijke variabele de variabele die (univariaat) het meest significant was: in casu de transitievariabele. Volgende stap: daarna werden allerhande modellen uitgetest met twee onafhankelijke variabelen, nl. steeds de transitievariabele en afwisselend elk van de (univariaat significant gebleken) andere onafhankelijke variabelen. Het model dat - in vergelijking met het model, bestaande uit slechts de transitievariabele als onafhankelijke - zorgde voor de grootste


65

(significante) reductie qua -2 log L werd weerhouden. Telkenmale (cfr. likelihood ratiochikwadraat-test) is de meest belangrijke variabele die variabele die de grootste verandering teweegbrengt qua loglikelihood, in vergelijking met een model dat de variabele niet bevat. Op die manier werd dus een tweede variabele als covariaat opgenomen in het model: de combinatievariabele ‘werkstatus-gezinstype’. Vertrekkend vanuit dit model met twee onafhankelijke variabelen werden dan een aantal mogelijke derde variabelen opgenomen in het model. Opnieuw werden het model (en een derde variabele) weerhouden die de meest significante reductie qua -2 log L teweegbrachten. Deze procedure werd verdergezet tot de opname van een bijkomende variabele géén significante reductie qua -2 log L meer teweegbracht. Uiteindelijk resulteerde deze stapsgewijze procedure in een model met 9 onafhankelijke variabelen (main effects). De reductie qua -2 log L bleek niet significant voor de variabelen ‘onderwijsniveau gezinshoofd’, ‘activiteit’ en ‘eigenaarsstatuut’ van de woning’. Deze 3 variabelen werden dus niet weerhouden. Daarna werd nagegaan of er zich (significante) interacties voordeden tussen de variabelen in het model. Opnieuw gebeurde dit via de likelihoodratio- chikwadraat-test waarbij een model, bestaande uit de 9 covariaten én de interactievariabele48, vergeleken werd met het ‘main effects’-model. Drie interacties werden uiteindelijk weerhouden als statistisch significant.

Het model bevat dus de variabelen (main effects en interacties) die in het model zouden moeten zitten. Vraag was dan hoe effectief het model was bij het beschrijven van de responsvariabele: m.a.w. de ‘goodness of fit’ vraag, of hoe dicht benaderen de door het model voorspelde waarden de waargenomen waarden. De twee normale indicatoren van de ‘goodness of fit’: de Pearson chikwadraat statistiek en de deviance-statistiek49 gaven een erg uiteenlopend antwoord op deze vraag. Consultatie van J. Hagenaars leerde ons dat dit fenomeen vrij courant voorkomt bij ‘sparse data’, m.a.w. als het aantal covariate patronen vrij groot is in vergelijking met het aantal observaties. Als deze statistieken waarden aannemen die niet gelijkaardig zijn, (zoals in ons geval) betekent dit dat de steekproefomvang in de groepen niet groot genoeg is opdat de twee maten bruikbaar zouden zijn als goodness-of fit statistieken. Hij raadde ons aan in dit geval te betrouwen op de verschillen tussen de likelihood voor de vergelijking van de modellen (cfr. supra) en kleine effecten er eventueel uit te gooien, significant of niet. Hij stond ook niet afkerig tegen de door de Sas-output gegenereerde Hosmer - Lemeshow test die observaties groepeert op basis van geschatte kansen, ook al is die in principe bedoeld voor een model waarin continue variabelen worden gebruikt als covariaat. De H & L goodness of fit statistiek van het ontwikkelde model was erg significant (p=0.92). Het uiteindelijk weerhouden model vindt u in bijlage 2.

48

Eveneens gedummificeerd Beide ‘goodness of fit’-maten meten het verschil (residu) tussen het ‘fittende’ aantal (berekend op basis van het model) en het geobserveerde aantal observaties (bij de twee categorieën van de afhankelijke) voor elk covariaat patroon (= een bepaalde set waarden op de covariaten in het model). De teststatistieken volgen bij benadering een chikwadraatverdeling als het model fit en als voldaan is aan bepaalde steekproefomvang-voorwaarden. Dit laatste behelst onder meer dat er ten minste 10 observaties in elk covariaat patroon zitten.

49

66

PSBH: Methodebericht golf 4 (1995) Bijlage 1. Kruistabellen covariaten versus respons Non - respons N

%

Respons N

%

Nationaliteit Belg + Marokkaan / Turk Andere buitenlandse nationaliteit

583 65

7,6 9,8

7094 599

92,4 90,2

206 195 97 112 381

7,2 7,4 10,1 7,2 1,6

2658 2444 861 1441 289

92,8 92,6 89,9 92,8 88,4

465 183

7,1 10,1

6068 1625

92,9 89,9

531 117

9,6 4,2

5005 2688

90,4 95,8

243 20 66 124 93 91

9,4 4,8 5,8 6,8 7,2 9,8

2350 399 1063 1690 1192 836

90,6 95,2 94,2 93,2 92,7 90,2

11

6,3

163

93,7

27 80 209 295 372

5,0 9,0 6,5 8,2 7,2

510 810 2989 3285 99

95,0 91,0 93,5 91,7 72,8

530

6,8

7297

93,2

79 39

20,5 30,2

306 90

79,5 69,8

Leeftijd 25 jaar of minder 26-45 jaar 46-55 jaar 55-75 jaar ouder dan 75 Interviewer Zelfde interviewer Andere interviewer Aantal kinderen in huishouden geen of 1 2 of meer Beroepscategorie gezinshoofd geen beroep ongeschoold arbeider geschoold arbeider bediende hoger bediende / kader zelfstandige/landbouwer/vrij beroep/ondernemingsleider andere Combinatievariabele alleenstaande werkend alleenstaande niet werkend koppel beide werkend koppel niet beide werkend koppel onvoldoende informatie Transitievariabele Huishouden op zelfde adres als vorig jaar Huishouden verhuisd Afsplitsing

67


Regio Vlaanderen Brussel Wallonië

335 67 246

8,9 6,8 6,7

3416 926 3351

91,1 93,2 93,1

294 50 54 250

7,4 10,5 10,6 7,5

3690 430 456 3117

92,6 89,5 89,4 92,5

Burgerlijke staat gehuwd gescheiden/echtgescheiden verweduwd ongehuwd

68

PSBH: Methodebericht golf 4 (1995) Bijlage 2: logistische regressiecoëfficiënten contacten responskans ‘94-‘95 B 3,1224

intercept transitievariabele huishouden op zelfde adres (ref) (origineel) huishouden verhuisd afsplitsing combinatievariabele (gezinstype-werkstatus)

-0,8225 -1,887

alleenstaande werkend (ref) alleenstaande niet werkend koppel beide werkend koppel niet beide werkend koppel onvoldoende informatie aantal kinderen in huishouden

-0,54 -0,7947 -0,9679 -2,3816

geen of 1 (ref) 2 of meer

Significantie 0,0001 0,0001

0,0001

0,0001

1,988

gewest

0,0001 Vlaanderen (ref) Brussel Wallonië

0,5572 0,4374

interviewer

0,0001 zelfde interviewer (ref) andere interviewer

-0,1147

burgerlijke staat

0,012

gehuwd (ref) gescheiden/echtgescheiden verweduwd ongehuwd beroepscategorie gezinshoofd geen beroep (ref) ongeschoold arbeider geschoold arbeider bediende hoger bediende/kader zelfstandige/landbouwer/vrij beroep/ondernemingsleider andere

-0,5005 -0,651 -0,1473 0,0001

0,2708 0,4622 -0,053 0,3054 -0,3037 0,2369

nationaliteit

0,049 Belg / Mar./Turk (ref) Andere (buitenlandse) nationaliteit

-0,3577

leeftijd

0,004 < 25 jaar (ref) 26-45 46-55 56-75 > 75

-0,0781 -0,2154 0,3348 -0,0144

69

PSBH: Methodebericht golf 4 (1995) interactie aantal kinderen - interviewer

0,0001 -1,0363

interactie aantal kinderen-beroep

0,05 1,1429 -1,0447 -0,2913 -1,2953 -0,8925 0,0759

interactie transitievariabele - combinatievariabele

0,05

-0,9989 0,1602 -1,2275 0,2844 0,945 -0,3535 0,1023 1,5828

Likelihood: - 2 Log L : 4135,099 (sig.: 0,0001) model chi square: 415,271 (sig.:0,0001)


70

3.4 Effecten van weging Een vraag die, met het verstrijken van de golven, steeds relevanter wordt, is de vraag naar het cumulatieve effect van de diverse wegingprocedures over de verschillende golven heen. Een poging tot een summier antwoord op deze vraag vindt u in onderstaande tabel en in een aantal hopelijk verhelderende grafieken. De wegingprocedures hebben als voornaamste doelstelling om - in de steekproef - de omvang van bepaalde categorieën mensen, die verhoudingsgewijs meer geneigd zijn tot non-respons, toch zo goed mogelijk te doen blijven corresponderen met hun respectieve omvang in de populatie. Na verloop van tijd komt echter een bepaald euvel om de hoek kijken: als bepaalde categorieën mensen in elke golf een significant grotere non-respons vertonen dan andere subgroepen, loopt elk panel het risico dat deze segmenten van de bevolking door opeenvolgende wegingen als het ware ‘opgeblazen’ worden, m.a.w. het is mogelijk dat - na een aantal jaren - aan het gewogen aantal respondenten in een bepaalde categorie nog maar heel weinig reële observaties beantwoorden. Hieronder wordt nagegaan of de PSBH-dataset - voor bepaalde segmenten van de bevolking, opgesplitst naar opleiding, leeftijd, sociaal-economische status of huishoudpositie onderhevig is aan dit manco. De cijfers en percentages hebben uitsluitend betrekking op steekproefpersonen.50 Overzichtstabel 18 geeft de exacte aantallen (reële) steekproefpersonen, telkens gekoppeld aan hun gewogen omvang, voor elk van de - op basis van een viertal variabelen - te onderscheiden subgroepen. In de derde kolom vindt u de percentageratio terug van de reële grootte ten opzichte van de gewogen omvang51 van de categorieën. De bespreking per variabele volgt bij de grafieken verderop, voorlopig kan men uit de tabel afleiden dat - in golf 4 - slechts in één (belangrijk) geval de ratio ‘reëel aantal/gewogen aantal’ lager ligt dan 50 %, met name bij de leeftijdscategorie van de hoogbejaarden (ouder dan 75 jaar). Bij analyses wordt dus best rekening gehouden hiermee, ook al is het reële aantal (344) personen uit deze leeftijdsgroep nog altijd vrij behoorlijk.

50

Als ook niet-steekproefpersonen in de analyse betrokken zouden worden, zou het aantal reële observaties dus nog hoger liggen. 51 De gewogen omvang (bv. bij de categorie ‘kinderen’ is dit 2706.3) wordt gelijkgesteld aan 100 %. Daarmee wordt dan het reële aantal observaties vergeleken.

71


Tabel 18. Ratio van het aantal reële observaties ten opzichte van het gewogen aantal observaties, voor 4 variabelen Reële aantal observaties

Gewogen aantal observaties

percentage (100=gewogen aantal)

1904 1083 1515 1624 1646

2706,3 1876,8 2402,1 2498,4 2363,8

70,3 57,7 63,06 65,0 69,63

309 2192 11 142 223 2363 1267 35 109 2 2 783 170 159

480,9 3144,6 21,0 223,3 347,9 3392,6 2067,1 59,9 183,4 2,7 4,6 1340,1 281,0 290,5

64,25 69,70 52,38 63,59 64,09 69,65 61,29 58,43 59,43 74,07 43,47 58,42 60,49 54,73

451 2578 43 365 452 1293 616 47

731,8 3736,7 71,3 609,1 683,1 2177,8 1004,9 86,1

61,62 68,99 60,29 59,92 66,16 59,37 61,29 54,56

1904 757 1177 1248 892 750 709 344

2706,3 1217,3 1799,9 1802,5 1344,8 1132,6 1163,1 694,6

70,3 62,18 65,39 69,23 66,32 66,21 60,95 49,52

Opleiding kinderen geen of lager onderwijs lager secundair hoger secundair hoger onderwijs Huishoudenpositie kind in 1-oudergezin kind van echtpaar kind van paar kind van samenwonend koppel hoofd van 1-oudergezin gehuwd met kind gehuwd en kindloos andere volwassene ander paar met kind paar kindloos alleenstaande samenwonend met kind samenwonend kindloos Sociaal-economische status werkgever/zelfstandige werknemer (incl. leercontract) familie-arbeid werkloos studerend/opleiding gepensioneerd huismoeder/verzorging andere (incl. burger- en militaire dienst) Leeftijd <16 jaar 16-25 jaar 26-35 jaar 36-45 jaar 46-55 jaar 56-65 jaar 66-75 jaar ouder dan 75 jaar

72

PSBH: Methodebericht golf 4 (1995) opleiding

De steekproefpersonen werden eerst en vooral opgesplitst volgens de gebruikelijke indeling naar opleidingsniveau: geen of lager onderwijs, lager secundair onderwijs, hoger secundair en tenslotte hoger onderwijs (telkens als hoogst behaalde diploma), voor wat de volwassenen betreft. In de grafiek werden de kinderen (<16) als aparte categorie opgenomen, hun opleidingsniveau ligt immers nog niet vast. Uit de grafiek 17 valt af te leiden dat de non-respons inderdaad hoger ligt bij mensen met een lager opleidingsniveau: de percentageratio stijgt van 57.72 % voor mensen die hoogstens hun lagere school beëindigden naar 69.63 % bij de categorie personen die hoger onderwijs volgden. De weging moet dus verhoudingsgewijs meer compenseren voor lager opgeleiden. Het blijft echter binnen de perken: in golf 4 telt de PSBH-dataset nog 1083 (reële) volwassen steekproefpersonen uit deze laagste opleidingscategorie.

Grafiek 17. Percentageratio reëel aantal versus gewogen aantal, voor de variabele opleiding

80 70,35

69,63

70

63,06

57,72

65

percentages

60 50 percentage

40 30 20 10 0 kinderen

geen of lager onderwijs

lager secundair

hoger secundair

hoger onderwijs

opleidingscategorie

Grafiek 18 biedt een overzicht van de spreiding van de respectievelijke opleidingscategorieën over de verschillende gewichtsdecielen. De gewichten52 van de steekproefpersonen werden ingedeeld in 10 ordinale niveaus53: de 10 % steekproefpersonen met het laagste gewicht 52

Basisgewichten, want het betreft uitsluitend steekproefpersonen. In exacte cijfers: deciel 1 van de basisgewichten ligt tussen 0.5 en 1.19803; deciel 2 (tussen 1.19803 en 1.25744); deciel 3 (tussen 1.25744 en 1.3076); deciel 4 (tussen 1.3076 en 1.358881); deciel 5 (tussen 1.358881 en 1.4138); deciel 6 (tussen 1.4138 en 1.4787); deciel 7 (tussen 1.4787 en 1.56); 53


73

(deciel

deciel 8 (tussen 1.56 en 1.6828); deciel 9 (tussen 1.6828 en 1.9176); deciel 10 (tussen 1.9176 en 10.8).


74

1, onderaan in de grafiek), de steekproefpersonen met de 10 tot 20 % laagste gewichten, enz. tot het segment steekproefpersonen met de 10 % hoogste gewichten (deciel 10, bovenaan in de grafiek). Wél werden de basisgewichten (van golf 4) vermenigvuldigd met een factor54, die corrigeert voor de designweging, die voor de verschillende selectiekans in de drie regio’s compenseerde. Elke observatie begon in golf 1, na deze correctie, dus als het ware met gewicht 1, zodat de grootte van de gewichten beter vergelijkbaar wordt. Op die manier omgerekend heeft 80 % van de steekproefpersonen een basisgewicht tussen 1.19 en 1.91 (decielen 2-9); de verschillen qua basisgewicht lopen dus niet uitzonderlijk hoog op tussen de meeste respondenten. Enkel in deciel 10 is er - voor een aantal respondenten - sprake van erg hoge basisgewichten. In onderstaande grafiek is de ‘knik’ duidelijk merkbaar bij de categorie ‘geen of lager onderwijs’. De respondenten in dit segment situeren zich dus verhoudingsgewijs veel meer in de drie bovenste decielen (voor ongeveer 55 %), en hebben hogere basisgewichten dan respondenten met een hogere opleiding, die eerder in de drie laagste gewichtsdecielen terug te vinden zijn, net als de kinderen trouwens. Steeds moet echter voor ogen gehouden worden dat de verschillen qua gewicht tussen deciel 2 tot en met 9 niet erg groot zijn. Inzake opleiding blijft het ‘opblaaseffect’ dus voorlopig binnen de perken. Toch wordt bij analyses best rekening gehouden met de 19.3 % respondenten van de lager opgeleiden die in het hoogste gewichtsdeciel vertoeven.

54

Voor Vlaamse respondenten werden de basisgewichten (van golf 4) vermenigvuldigd met een factor 1/1.3017126882; voor Waalse respondenten bedroeg die factor 1/0.7807126213 en voor Brusselse observaties 1/0.7562576572.

75


Grafiek 18. Verdeling van opleidingscategorieën over de gewichtsdecielen.

100 90

5,41 6,57

gewichtscategorie

80 5,78 9,77 70

10,84

11,88 19,3

5,65 8,99

13,2 19,39

11,21 12,67 9,11

9,51 60 9,4 50

10,43

40 30

14,59 13,6

16,6

0 kinderen

deciel10 deciel9

9,3

deciel8

8,51

deciel7 deciel6 deciel5 deciel4

12,03 10,9

deciel3 deciel2

10,5

9,51

8,05

geen of lager onderwijs

7,65

10,96

11,68

9,42

6 1,2 3,14 0,65

6,8

10,75

11,02

20 12,97 10

10,71

16,81

10,4

6,99

10,22

15,49

deciel1

10,1 16,83

6,53 4,03

6,96

lager secundair

hoger secundair

hoger onderwijs

opleidingscategorie

leeftijd

Wat de variabele leeftijd betreft, situeert het grootste probleem zich bij de categorie ‘personen ouder dan 75 jaar’. Daar bedraagt het reële aantal respondenten net iets minder dan de helft van het gewogen aantal (49.52 %). De ratio’s van de andere leeftijdscategorieën liggen vrij dicht bij elkaar: tussen de 60 en 70 % meer bepaald.

76


Grafiek 19. Percentageratio reëel aantal versus gewogen aantal, voor de variabele leeftijd.

80 70,35

65,39

70

69,23

66,32

66,21

62,18

60,95

percentages

60 49,52

50

percentage

40 30 20 10 0 minder dan 16 jaar

16-25 jaar

26-35 jaar

36-45 jaar

46-55 jaar

56-65 jaar

66-75 jaar

ouder dan 75 jaar

leeftijdscategorie

Ook uit grafiek 20 blijkt het hoger vastgestelde fenomeen: bijna 80 % van de respondenten ouder dan 75 jaar zijn terug te vinden in de 3 hoogste gewichtsdecielen, waarvan liefst 41.57 % in deciel 10. De andere leeftijdscategorieën zijn tamelijk gelijkmatig gespreid over de decielen, alhoewel opvalt dat de weging blijkbaar relatief gezien toch iets meer compenseert voor de subgroep ’16 tot 25-jarigen’ (cfr. het ‘knikje’, meer respondenten dus in de hogere gewichtsdecielen)) en het minst compenseert voor de personen van middelbare leeftijd (omgekeerd ‘knikje’, meer respondenten in de lagere gewichtsdecielen).

77


Grafiek 20. Verdeling van de leeftijdssubgroepen over de gewichtsdecielen 100 5,41 14,66

10,54

6,09

10,09

7,39 5,78 13,87

gewichtscategorie

41,57 14,67

8,92 7,29

70

11,55

12,8

9,35

10,7

60 9,4

10,8

9,38

9,77

9,5

6,67 13,82

7,93

90 6,57

80

8,74

8,49

9,19

12,8

deciel 10

17,49

deciel 9

10,45 10,1

11,1

deciel 8

9,64

25 11,73

50 10,4

11,81 10,04

10,34

40

deciel 6

14,25

9,3

deciel 5 deciel 4

13,33 13,6

8,85

10,96

9,78

10,99 13,4

12,21

9,77

14,58

11,43

10,44

10

16,6

0 minder dan 16 jaar

6,87

10,13

9,86

9,11

deciel 1

10

20 12,97 12,11 6,8

16,03

deciel 3 deciel 2

30 11,36

deciel 7

8,14 6,69

8,6 4,09

2,91

0,58 2,03 0,87 0 16-25 jaar 26-35 jaar 36-45 jaar 46-55 jaar 56-65 jaar 66-75 jaar ouder dan 75 jaar leeftijdscategorieën 10,96

3,43

6,95

4,93

2,68 0,56

sociaal-economische status De vertegenwoordiging in de steekproef van de bevolkingscategorieën naargelang sociaaleconomische status blijft voldoende representatief, ook in termen van reële omvang. Relatief gezien het minst compenseert de weging voor werknemers (cfr. percentageratio ongeveer 69 %), het meest corrigeert ze voor de uitval van werklozen en gepensioneerden (ratio’s van bijna 60 %). Het amalgaam ‘andere’, met een ratio van bijna 55 %55, vormt een eerder kleine categorie personen, en wordt als dusdanig meestal niet in socio-economische analyses betrokken, precies omdat de groep die respondenten groepeert die in geen enkele andere socio-economische groep onder te brengen vallen. 55

En waar de weging dus eigenlijk het meest voor compenseert.

78


Grafiek 21. Percentageratio reëel aantal versus gewogen aantal observaties, voor de variabele socio-economische status 70

66,16

68,99 61,62

60,29 59,92

59,37

60

61,29 54,56

percentages

50

40 percentage-ratio

30

20

socio-economische categorie

andere (incl. burger- of mil. dienst)

huismoeder/verzorging kinderen

gepensioneerd

studerend/opleiding

werkloos

familie-arbeid

werknemer (+leercontract)

0

werkgever/zelfstandige

10

De spreiding van de socio-economische subgroepen over de gewichtsdecielen - ditmaal zonder exacte percentages, voor een helderder voorstelling van zaken - geeft aan dat personen uit de categorie ‘andere’ inderdaad eerder terug te vinden zijn in hogere gewichtsdecielen, net als werklozen en gepensioneerden (en zelfs de huismoeders). Opvallend is ook het niet onaanzienlijk aantal van personen, die thuis arbeiden (bv. in een familiebedrijf), dat zich in het hoogste gewichtsdeciel bevindt. Werknemers zijn eerder te situeren in de lagere gewichtsklassen, terwijl de nog studerende volwassenen en de werkgevers tamelijk gelijkmatig gespreid zijn over de verschillende gewichtscategorieën.

79


Grafiek 22. Verdeling van de socio-economische categorieën over de gewichtsdecielen 100 90

gewichtscategorieën

80 deciel 10

70

deciel 9 60

deciel 8 deciel 7

50

deciel 6 deciel 5

40

deciel 4 30

deciel 3 deciel 2

20

deciel 1

andere (incl. burger- of mil. dienst)

huismoeder/verzorging kinderen

gepensioneerd

studerend/opleiding

werkloos

werknemer (+leercontract)

werkgever/zelfstandige

0

familie-arbeid

10

socio-economische categorieën

huishoudenpositie Tenslotte werd ook een gelijkaardige oefening ondernomen voor de verschillende posities in het huishouden.56 Uit grafiek 23 blijkt dat de weging over de golven heen het sterkst compenseert voor het segment personen dat samenwoont en geen kinderen heeft (bijna 55 %). Het minst wordt gecompenseerd (69.7 %) voor de uitval van de categorieën ‘gehuwd met kind’ en ‘kind van echtpaar’. Dit zijn de twee uiterste categorieën zodat ook qua huishoudenpositie het bilan positief oogt.

56

De categorieën ‘paar met kind’, ‘paar kindloos’ en ‘kind van paar’ werden niet in de analyse betrokken, gezien het erg beperkte aantal respondenten in deze categorieën.

80


Grafiek 23. Percentageratio reëel aantal versus gewogen aantal observaties, voor de variabele huishoudenpostitie

70 64,25

69,7 63,59 64,09 69,65

61,29 60,49

60

58,42 59,43 58,43 54,73

percentages

50

40

30

20

10

andere volwassene

persoon in ander gezinstype

alleenstaande

samenwonend en kindloos


gehuwd en kindloos

gehuwd met kind

hoofd van 1oudergezin

kind van samenwonend koppel

kind van echtpaar

kind in 1-oudergezin

0

percentageratio

positie in huishouden

Vooral de personen die ‘samenwonend én kindloos’ zijn situeren zich in de hogere gewichtsdecielen (cfr. grafiek 24). Ook de categorieën ‘samenwonend met kind’, ‘alleenstaand’,’andere volwassene’, ‘persoon in ander gezinstype’ en ‘gehuwd en kindloos’ vertoeven vaker in de hogere gewichtscategorieën. Dat is niet het geval voor de ‘gehuwden met kind’ en ‘kinderen van een echtpaar’ die eerder in de lagere gewichtsklassen zijn terug te vinden. Voor hen compenseert de weging dus minder. De personen in een 1-oudergezin (kinderen, of de volwassene in kwestie) zijn gelijkmatig gespreid over de gewichtsdecielen, evenals de kinderen van een samenwonend koppel.

81


Grafiek 24. Verdeling van de individuen, ingedeeld volgens huishoudenspositie, over de gewichtsdecielen 100 90 80 deciel 10

70

deciel 8

60

deciel 7 deciel 6

50

deciel 5 40

deciel 4 deciel 3

30

deciel 2 deciel 1

20 10

positie in huishouden

andere volwassene

persoon in ander gezinstype

alleenstaande

samenwonend en kindloos


gehuwd en kindloos

gehuwd met kind

hoofd van 1-oudergezin

kind van samenwonend koppel

kind van echtpaar

0 kind in 1-oudergezin

gewichtscategorie

deciel 9

82


DEEL II BESCHIKBARE INFORMATIE

1. Inleiding Elke bevragingsronde van het gezinsdemografisch panel resulteert in publiek toegankelijke informatie: basisbestanden met gecodeerde antwoorden van de vragenlijsten en documentatie van de basisbestanden. Documentatie is gratis en onvoorwaardelijk toegankelijk voor iedereen. Alle documenten kunnen afgeladen worden van de www-site van het PSBH-project (url: http://psbhwww.uia.ac.be/psbh/). Basisbestanden zijn gratis beschikbaar voor alle wetenschappelijk onderzoek door erkende wetenschappelijke instellingen. Aangezien het PSBH-project wordt geëvalueerd op het gebruik van de basisbestanden, willen we een goed overzicht bewaren van de gebruikers. Elke potentiële gebruiker dient een schriftelijke aanvraag te doen bij de promotor van het project. Deze schriftelijke aanvraag wordt gericht aan: UIA Departement PSW Prof. Dr. Thérèse Jacobs Universiteitsplein 1 2610 Wilrijk of: e-mail: of: fax:

[email protected] 03/820.28.82

Vervolgens ontvangt de gebruiker een model overeenkomst. Daarin vult hij de volgende items in: -

identiteit van de aanvrager, instelling waaraan de aanvrager verbonden is, beknopte omschrijving van het onderzoeksthema.

De ingevulde en ondertekende overeenkomst wordt terugbezorgd aan de promotor van het PSBH-project. Basisbestanden worden ter beschikking gesteld binnen de doelstellingen van één onderzoeksthema en blijven het eigendom van het PSBH-project. Ze mogen dus niet doorgegeven worden aan derden. Publicaties die gebruik maken van PSBH data moeten PSBH


83

als bron vermelden. Twee exemplaren van deze publicaties worden overgemaakt aan de promotor van het PSBH-project. We verwijderen alle gegevens die tot identificatie kunnen leiden om de anonimiteit van onze respondenten te vrijwaren.

2. Basisbestanden 2.1 Structuur, sleutelvariabelen, naamgeving

Voor informatie omtrent de structuur van de basisbestanden, sleutelvariabelen en conventies i.v.m. naamgeving verwijzen we naar het methodebericht golf 3 (p. 67). De belangrijkste nieuwigheid in de structuur bevindt zich in het contactenblad. Van nu af aan wordt een relatiematrix opgenomen waarin voor elk lid van het huishouden de relatie met alle andere huishoudleden wordt gedefinieerd. Geannoteerde vragenlijsten golf 4 kunnen afgeladen worden op: http://psbh-www.uia.ac.be/psbh/Golf4n.html

2.2 Wegingsfactoren

In het methodebericht golf 3 toont op p. 59 een tabel de wegingsfactoren die van toepassing zijn bij verschillende analyses en in welke bestanden ze te vinden zijn. Inmiddels werden de wegingsfactoren geïntegreerd in de basisbestanden, ook voor voorgaande golven. De naamgeving blijft zoals voorheen.

2.3 Forward feeding

Om respondenten niet onnodig te belasten wordt in de routing van de vragenlijsten hier en daar onderscheid gemaakt tussen respondenten die voor de eerste maal bevraagd worden en ‘anciens’. Bijgevolg is een aantal items niet voor alle respondenten aanwezig in de huidige golf (bijv. nationaliteit bij geboorte, hoogst behaalde diploma, …). Dit euvel wordt verholpen door de informatie voor ‘anciens’ op te halen uit voorgaande golven, in casu de meest recente golf waarin het item voorhanden is. De opgehaalde informatie wordt bewaard in variabelen met aangepaste namen. Als bijv. het item in variabele

PSBH: Methodebericht golf 4 (1995) W4A128

84


85

enkel voorgelegd wordt aan nieuwe respondenten, dan zal de variabele FW4A128 hetzelfde item bevatten voor alle respondenten. Zo behouden we de consistentie in de routing van de vragenlijst golf 4 (belangrijk i.v.m. periodiek schonen) en is toch alle mogelijke informatie voor alle respondenten aanwezig. Alle variabelen waarvan de naam begint met een ‘F’ zijn het resultaat van een forward feeding-procedure. De ‘F’ variabelen worden toegevoegd aan de respectievelijke basisbestanden. Geïnteresseerden kunnen tevens het forward feeding-programma afladen op de www-site.

86


DEEL III INDICATOREN

De Panel Studie van Belgische Huishoudens biedt de mogelijkheid om de evolutie in de leefomstandigheden van de bevolking te volgen. Het Steunpunt Gezinsdemografisch panel heeft, strikt genomen, geen opdracht inzake analyse. Dat neemt niet weg dat we, ofwel in het raam van extern verworven kredieten, ofwel als een specifieke vorm van (betaalde) dienstverlening ten aanzien van de gebruikers, zelf analyses uitvoeren. Het UIA-team verwerft hoofdzakelijk analysecapaciteit vanuit de Vlaamse overheid: de meeste analyses worden dan ook uitgevoerd op het deelbestand “Vlaanderen”. Veelal gaat het daarbij over de aanmaak van beleidsrelevante indicatoren, niet over de ontwikkeling en test van theoretische modellen. We geven een aantal voorbeelden van dergelijke analyses, waar mogelijk uitgewerkt op het Belgisch bestand. In de nabije toekomst hopen we ook onderzoek te kunnen uitvoeren op de data-set van de ECHP (1994 en 1995): hier kunnen we de regio’s en het land plaatsen binnen de context van Europa. Thematisch blijven we aanleunen bij de opdracht van het steunpunt: het opvolgen van de ontwikkelingen in de private levenssfeer van de burger. Daarmee zetten we een stap verder op de weg naar de productie van een jaarlijkse monografie over de leefsituatie van de inwoners in België. Op dit ogenblik ligt het accent nog steeds op de uitwerking van cross-sectionele indicatoren - en daarmee op de aanmaak van tijdreeksen -; op termijn moet de nadruk meer komen te liggen op indicaties van veranderingen in de leefomstandigheden.

1. De dagelijkse leefwereld: kenmerken van de huishoudens 1.1 Samenstelling huishoudens De informatie van het contactenblad laat ons vooreerst toe om de samenstelling van de huishoudens waarin de respondenten dag in dag uit leven te beschrijven. We hanteren een velddefinitie van de aanwezigheid of afwezigheid van leden: deze informatie maakt het mogelijk om een zicht te krijgen op de niet geregistreerde realiteiten. We werken de NIDI-typologie elk jaar uit in functie van de analyse van de demografische structuur van het panel: dit laat ons toe om de tijdreeks aan te vullen op het Belgische niveau. Ook in 1995 hebben we in het contactenblad geen rekening gehouden met de vraag of het paar samenwonend dan wel gehuwd is; deze informatie is enkel beschikbaar vanuit de volwassenenlijsten. Vandaar dat we bij een beperkt aantal huishoudens geen precieze informatie hebben over het statuut van het koppel. De trend die reeds in methodebericht 3 werd gesignaleerd, zet zich door: huishoudens die slechts uit één persoon bestaan (‘alleenstaande’), worden elk jaar talrijker. Het percentage

87


éénoudergezinnen daalde met ongeveer een half procent. De verdeling over de gezinstypes is voor het overige slechts lichtjes gewijzigd. Tabel 19. Gewogen verdeling naar huishoudtype (percentages)

alleenstaande samenwonend met kind kinderloos echtpaar echtpaar met kind samenwonend met kind één-oudergezin ander type paar met kinderen paar zonder kinderen

1992

1993

1994

1995

23,6 3,1 23,1 38,3 2,2 7,4 2,2

24,8 2,6 23,6 37,5 1,8 7,6 2,1

25,3 3,3 23,0 36,0 3,2 7,2 1,4

27,4 2,8 22,7 36,3 2,8 6,6 1,2

-

-

0,5 0,0

0,1 0,1

Psbh, België, gewogen verdeling

Het bestand laat ook toe om de verdeling van de individuen over deze huishoudentypes te bestuderen. Ook op het niveau van de individuen is het aantal alleenstaanden toegenomen. In 1995 waren 11 % van de personen die in een Belgisch privé-huishouden leefden, alleenstaand. Een toename deed zich eveneens voor bij het aantal kinderen van een gehuwd koppel, en bij de persoonscategorie ‘echtpaar met kind’. Het aantal personen dat inwoont bij een gezin, zonder deel uit te maken van dit kerngezin (‘andere volwassene’) en het aantal personen dat met anderen samenwoont, zonder ermee verwant te zijn (‘andere’), nam verder af.

Tabel 20. Gewogen verdeling naar positie in het huishouden

kind éénoudergezin kind van paar kind echtpaar kind samenwonend koppel alleenstaande samenwonend kinderloos paar kinderloos echtpaar kinderloos paar met kind echtpaar met kind samenwonend met kind hoofd éénoudergezin andere volwassene ander PSBH-België, gewogen verdeling

1992

1993

1994

1995

4,4 27,6 1,4 9,0 2,3 17,6 29,2 1,7 3,0 1,0 2,7

4,5 27,4 1,1 9,6 2,0 18,2 29,0 1,4 3,1 1,0 2,5

4,4 0,3 26,3 2,0 10,2 2,6 0,0 17,9 0,4 27,8 2,4 2,9 1,0 1,8

4,1 0,1 27,4 1,7 11,0 2,1 0,0 18,0 0,0 28,8 2,2 2,6 0,6 1,4

88


In tabel 21 werd de informatie inzake huishoudenpositie - weliswaar wat vereenvoudigd57 gekruist met leeftijdsinformatie. Daaruit blijkt dat voor kinderen de kans toeneemt dat ze in een eenoudergezin vertoeven, naarmate ze ouder worden: van 5.2 % bij de -7 jarigen over 13.4 tot 14.0 % bij de tieners. Het grootste deel van de twintigers verlaat ten laatste op zijn/haar 25ste levensjaar het ouderlijke nest. Slechts een kleine 7 % vertoeft dan nog bij zijn ouders, 2.3 % bij één ouder (in geval van eenoudergezin). Nog een laatste vaststelling: van de 75+ers58 is meer dan 50 % alleenstaand.

Tabel 21. Huishoudenpositie over de opeenvolgende leeftijdscategorieën (percentages) kind van kind van 1koppel oudergezin 0-6 jaar 7-12 jaar 13-18 jaar 19-24 jaar 25-34 jaar 35-54 jaar 55-74 jaar 75 jaar of meer

93,8 85,4 83,2 64,1 6,8 0,9 0,0 0,1

5,2 13,5 14,1 10,5 2,3 0,9 0,3 0

Alleenstaande

koppel kindloos

0,0 0,0 0,3 5,7 8,5 8,2 20,9 53,1

0,0 0,0 0,3 10,0 15,1 14,8 57,9 34,7

Koppel hoofd 1andere ander met kind oudergezin volwassen e 0,0 0,0 0,0 6,9 62,8 68,2 15,4 2,4

0,0 0,0 0,0 0,9 3,1 5,2 2,7 3,5

0,0 0,0 0,3 0,9 0,5 0,2 1,0 2,9

PSBH-België, gewogen verdeling

Het is slechts een kleine stap om, vertrekkende van deze analyse naar de huishoudenpositie van elk individu, te komen tot een gedetailleerde analyse van de huishoudelijke leefsituatie van kleine kinderen. Dat is een van de opdrachten die we uitvoeren voor Kind en Gezin. We maken een onderscheid tussen kinderen op voorschoolse leeftijd en kinderen tot en met 11 jaar. De analyses werden uitgevoerd voor de regio “Vlaanderen” en uitdrukkelijk met het kind als analyse-eenheid. We presenteren hier gegevens voor België. De conclusies liggen in dezelfde lijn. Wél is het opmerkelijk dat kinderen op lagere schoolleeftijd minder wonen bij een samenwonend koppel dan jongere kinderen (<7 jaar). Een drietal mogelijke factoren kunnen aan de oorsprong van dit fenomeen liggen. Misschien is dit hogere cijfer de uitdrukking van een gewijzigd cohabitatiepatroon, en vormt samenwonen mét kinderen - voor steeds meer mensen een aanvaardbare optie. Een andere mogelijkheid zou kunnen zijn dat samenwonende koppels er, bij het krijgen van een kind, voor kiezen - op middellange termijn dan - om toch te huwen. Samenwonen zou dan een optie zijn die gedurende vijf, hoogstens tien jaar wordt aangehouden. Tenslotte zou bij deze samenwonende koppels het echtscheidingspercentage ook hoger kunnen liggen, waardoor de kinderen terechtkomen in een éénoudergezin als ze de lagere school-leeftijd bereiken. Uitsluitsel hierover vergt verder (longitudinaal) onderzoek. 57

Het onderscheid tussen een gehuwd of samenwonend koppel werd gemakkelijkheidshalve niet aangehouden. Beide vallen dus onder het label ‘koppel’, evenals de duo’s waarvan de band niet met zekerheid kon bepaald worden. 58 Steeds voor zover ze nog tot de populatie (‘wonend in een Belgisch privéhuishouden’) behoren, en dus niet zijn opgenomen in een instelling.

0,9 1,1 1,8 0,8 0,8 1,4 1,7 3,2

89


Tabel 22. Positie in het huishouden van kleuters en kinderen (percentages) 1995 tot -7 jaar 5,2 7,8 86,0 0,0 0,9

kind in éénoudergezin kind bij samenwonend paar kind bij gehuwd paar kind bij paar kind in ander gezinstype 7—12jaar

13,5 4,3 81,0 0,1 1,1

kind in éénoudergezin kind bij samenwonend paar kind bij gehuwd paar kind bij paar kind in ander gezinstype PSBH-België, gewogen verdeling

1.2 Woonindicatoren

Met de gegevens uit de huishoudenlijst volgen we verder de kwaliteit van de woning en van de woonomgeving op de voet. Een centraal gegeven is het statuut van de bewoners: we nemen een lichte toename van het aandeel eigenaars waar.

Tabel 23. Het huidige woonstatuut 1992

1993

1994

1995

eigenaar/mede-eigenaar

65,7

66,1

67,2

67,3

huurder/onderhuurder

30,7

30,4

29,3

29,2

gratis bewoner

3,6

3,7

3,5

3,5


90


Ook de kwaliteit van de woonst en van de woonomgeving komen ruimschoots aan bod in de vragenlijst. Dit gaf aanleiding tot een onderzoeksopdracht van AROHM (de Administratie ruimtelijke ordening, huisvesting en milieu van de Vlaamse Gemeenschap). Het onderzoek bestudeert de woonsituatie van de aankomende groep ouderen (van 55-64 jaar). De vraag kadert in de bekommernis om nu reeds de contouren van het woonbeleid van de toekomst uit te tekenen. De analyse werd uitgevoerd op het Vlaamse bestand; we geven hier een selectie van indicatoren voor het gehele Belgische bestand. Een eerste indicator heeft betrekking op de aanwezigheid van voorzieningen in de woonst. De cijfers werden berekend op het niveau van de huishoudens.

Tabel 24. Comfortevolutie van de huishoudens (percentages) 1992

1995

geen comfort

9,3

5,8

klein comfort

24,0

18,2

groot comfort

66,6

76,0


De categorie ‘geen comfort’ wijst erop dat het huishouden minstens één van de volgende drie comfort-kenmerken ontbeert: warm water in huis, toilet in huis of bad/douche in huis. De categorie ‘klein comfort’ wijst erop dat het huishouden wél over deze drie accommodaties beschikt maar niet over centrale verwarming. Huishoudens met ‘groot comfort’ beschikken wel over centrale verwarming. De tabel geeft aan dat centrale verwarming voor meer en meer huishoudens een feit wordt: het comfort neemt dus toe. In tabel 25 wordt de comfortsituatie van 55+ ers toegelicht. We hebben het kenmerk van het huishouden toegeschreven aan alle leden van de huishoudens en werken verder met de personen als analyse-eenheid. Zowel in 1992 als in 1995 hangt het comfort in de woonst samen met de leeftijd van de bewoners. Het verschil tussen de leeftijdsgroepen is evenwel kleiner in 1995 dan in 1992, althans voor de personen met groot comfort. Bij de hoogbejaarden is er in 1995 nog steeds een groep van ongeveer 20% die niet beschikt over het basiscomfort. Tussen 1992 en 1995 noteren we een niet te miskennen stijging inzake comfort. Dit geldt voor alle leeftijdsgroepen. Deels heeft dit te maken met het doorschuiven van de generaties naar een hogere leeftijdsgroep, deels ook met een reële verbetering van de comfortsituatie in de gezinnen van het panel. Het grote verschil in de groep van de hoogbejaarden kan het gevolg zijn van selectiviteit in de attritie. We hebben reeds toegelicht dat we verhoudingsgewijs zeer veel hoogbejaarden niet meer bereiken met de survey (omwille van weigering, verhuis naar rustoord, overlijden); hier rijst de veronderstelling dat we selectief de meer begoede hoogbejaarden in het panel overhouden.

91


Tabel 25. Wooncomfort naar leeftijd (in %) geen comfort

klein comfort

groot comfort

55-64j

13,0

23,4

63,6

65-74j

17,3

24,6

58,1

75j+

29,5

21,0

49,5

55-64j

6,0

20,1

73,2

65-74j

9,7

24,8

65,5

75j+ 19 PSBH-België, gewogen verdeling

17,1

63,9

1992

1995

De stijging in comfort heeft ondermeer te maken met de werken die worden uitgevoerd aan de woning. We vragen in de huishoudenlijst of er onderhoudswerken of renovatiewerken aan de woning werden uitgevoerd in het vorige kalenderjaar. Aangezien mensen zeker niet elk jaar werken uitvoeren, is de kans op nogal wat variabiliteit tussen de jaren groot. Dit is dus een variabele die bij voorkeur cumulatief moet benaderd worden, over een tijdsbestek van bijvoorbeeld 5 jaar. Om toch een idee te geven van de bedrijvigheid van de ouderen, geven we de data voor 1995.

Tabel 26. Onderhouds- en renovatiewerken aan de woning, naar leeftijd 55-64 jaar

65-74 jaar

75 en meer

geen renovatie/onderhoud

54,1

60,0

74,2

enkel onderhoud

22,1

18,1

10,5

renovatie

23,8

21,9

15,3


Opvallend is het verschil tussen de oudste leeftijdsgroep en de beide overige groepen: waar, ook in 1995, haar woonsituatie door de band minder gunstig was, is het toch vooral deze groep die relatief minder investeert in de woonst. Op termijn zal moeten duidelijk worden of we met deze observatie een generatie-effect dan wel een leeftijdseffect op het spoor zijn. Is het zo dat de oudsten -ook op langere termijn- minder investeren in de woonst omdat ze

PSBH: Methodebericht golf 4 (1995) behoren

92


93

tot een generatie die minder kapitaalkrachtig is of is het zo dat naarmate mensen ouder worden ze minder investeren in de woonst? Een thematiek die bij uitstek vanuit een longitudinaal perspectief kan bestudeerd worden is het verhuizen. We kennen immers de woonsituatie voor en na de “transitie”. In het kader van de vermelde onderzoeksopdracht stelden we ons de vraag of er een tendens is om “preventief” te verhuizen. We constateerden dat verhuizen in Vlaanderen eerder gebeurt in een vroegere levensfase: waar 20% van de panelleden - jonger dan 55 jaar- verhuisde tussen 1992 en 1995 was dit slechts het geval voor 10% van de groep 55-64 jaar, 8% van de groep 65-74 jaar en voor 25% van de oudste groep. In dit laatste geval betreft het dan wel in twee op drie gevallen een overstap naar een collectieve voorziening.

1.3 Welvaartsindicatoren Een uitgebreid onderdeel van de vragenlijst behandelt het gezinsinkomen. Belangrijk zijn daarbij twee noties: deze van de subjectieve evaluatie van het inkomen en deze van de bronnen waaruit het gezinsinkomen is samengesteld. In het kader van de Universiteit Antwerpen wordt deze thematiek uitvoerig bestudeerd door het Centrum Sociaal Beleid, onder meer op basis van de Psbh-gegevens.

2. Arbeid Een van de grote voordelen van de gegevensbank is de mogelijkheid om kenmerken, verzameld op het niveau van de individuen, te groeperen op het niveau van het huishouden. In het veld van de studie van de arbeid zijn we daardoor in staat om - anders dan in de Arbeidskrachtentelling- de verdeling van arbeid te bestuderen op het niveau van het huishouden. Het gaat daarbij zowel over de verdeling van de betaalde arbeid als over de verdeling van de onbetaalde arbeid, hier beperkt tot het huishoudelijke werk. De onderzoeksopdracht werd verleend door de Minister van het gelijke kansenbeleid. Vermits het onderwerp van onderzoek de verdeling van arbeid is tussen vrouw en man, beperken we de studie tot de huishoudens waar er slechts één paar aanwezig is. In principe kan het onderzoek uitgebreid worden naar de inbreng van andere huishoudleden (kinderen en jongeren, bijvoorbeeld) in de verdeling van het werk: op dat ogenblik is ook de verdeling in het kader van éénoudergezinnen relevant. Verder hebben we expliciet een panel-analyse op het oog: daarom bespreken we de situatie enkel bij de paren die zowel in 1992 als in 1995 als paar in het panel aanwezig zijn. We maken daarbij geen onderscheid naar het statuut van de relatie: zowel gehuwden als samenwoners werden opgenomen in de onderzoeksgroep. Tenslotte hebben we een leeftijdsclausule ingevoerd: de analyse betreft enkel paren waar geen van de partners de leeftijd van 50 jaar heeft overschreden.

94


2.1. Betaalde arbeid Tabel 27 is een zogenaamde transitietabel: we gaan na welke paren in 1995 eenzelfde of een andere praktijk van arbeidsverdeling kennen. De diagonaal beschrijft de “stabiele” situaties.

Tabel 27. De verdeling van het betaalde werk: 1992 en 1995 (in %) 1992/1995

beiden voltijds

man vt; vrouw dt

beiden voltijds

66

19

6

2

7

28

man vt; vrouw dt

16

66

11

2

5

29

man vt; huisvrouw

10

12

72

0

6

20

7

42

11

31

9

4

ander

18

18

20

1

43

19

totaal 1995

29

32

23

3

13

N=1053

beiden deeltijds

man vt; huisvrouw

beiden deeltijds

ander

totaal 1992


We nemen ternauwernood een verschil waar tussen de situatie in 1992 en deze van 1995, als we enkel kijken naar de marginalen. De a-typische situaties zijn wél in aandeel verminderd. Huishoudens waar beide partners deeltijds werken (hier: minder dan 37,5 per week) zijn uitzonderlijk en bovendien verminderen ze in aantal. Ook alle andere niet-typische verdelingssituaties verminderen over de tijd: van 19% naar 13%. Globaal genomen verliest het verdelingstype waar beide partners voltijds betaald werken terrein ten opzichte van de beide courante verdelingstypes. Deze minieme verschuiving verbergt nochtans een duidelijke interne mobiliteit: het meest stabiele type is het verdelingspatroon waar de man kostwinner is en de vrouw geen betaalde arbeid zegt te verrichten. Maar, zelfs in een relatief kort tijdsbestek van 3 jaar -4 meetpunten -, verandert deze situatie in meer dan 1 op vier gezinnen. Voor de beide andere courante verdelingstypes gaat het over een instabiliteit die te begroten is op 1 op 3 gezinnen.

95


2.2 Huishoudelijk werk Als “onbetaalde arbeid” spitsen we ons in dit onderzoek toe op de verdeling tussen de partners van het huishoudelijk werk (schoonmaak; was en strijk; keuken en boodschappen). Ook hier gaat het over informatie die door elke partner werd medegedeeld in de volwassenenlijst, voor zover het de eigen bijdrage betreft. We hebben geen directe meting van de tijd besteed aan dit huishoudelijk werk, wel een schaal van verdeling (Doet u deze taak: nooit, zelden, dikwijls, altijd). We voegden de informatie van beide partners samen op huishoudenniveau en berekenden een relatieve bijdrage van de man aan het geheel, dus rekening houdend met de beoordeling van de partner. Verder houden we de gezinnen waar er een huishoudelijke hulp aanwezig is apart. De transitietabel voor deze maat van verdeling van huishoudelijk werk toont, althans in de marginalen, een iets grotere verschuiving tussen de beide observatiejaren dan de vorige analyse.

Tabel 28. De verdeling van het huishoudelijk werk in 1992 en 1995 (in %) 1992/1995

vrouw doet werk alleen

huishoudelijk werk wordt gedeeld

betaalde hulp

totaal 1992

vrouw alleen

75

18

7

43

werk gedeeld

29

64

7

42

betaalde hulp

14

13

73

15

totaal 1995

47

36

17

N=1051


Zelfs op dergelijke korte tijdsspanne bemerken we een achteruitgang van het verdelingstype waar het huishoudelijk werk gedeeld wordt tussen man en vrouw. In sommige gezinnen wordt een huishoudelijke hulp genomen; in een groter aantal gezinnen komt het huishoudelijk werk volledig in het werkterrein van de vrouw te liggen. De interne verschuivingen tonen dit proces nog preciezer aan: 1 op 3 gezinnen verlaat het patroon waarbij zowel man als vrouw bijdragen tot de uitvoering van het huishoudelijk werk. Van deze groep gaat ongeveer 80 % over naar een klassiek rolpatroon; 20 % van de huishoudens neemt een betaalde hulp. De volgende stap in de analyse is dan de studie van de samenhang tussen een transitie in de arbeidsverdeling en karakteristieken van het huishouden. Uiteindelijk wordt de kans op een verandering in het patroon gemodelleerd, zowel met factoren die constant (kunnen) blijven, zoals de opleiding van de partners als met factoren die zelf een verandering in een andere levenssfeer indiceren. Voorbeeld bij uitstek hier is de geboorte van een (bijkomend) kind. We beperken ons hier tot dit laatste voorbeeld. Uit tabel 29 blijkt dat de kans op verandering in het patroon van verdeling van betaalde en van onbetaalde arbeid het kleinst is wanneer het paar

96


geen kinderen had in 1992 en wanneer er geen geboorte was tussen de twee momenten. De komst van een eerste kind leidt in 1 op 3 gevallen tot een arbeidsverdeling die minder gelijk is. Vooral wanneer een volgend kind wordt geboren kan een grote groep van paren het gelijke engagement in de beide facetten van de arbeid niet meer aanhouden.

Tabel 29. Stabiliteitsscores inzake verdeling arbeid, naar transitie in de gezinssamenstelling huishoudelijk werk gedeeld

beiden voltijds

allen

64

66

geen kind

71

79

eerste kind

66

65

gelijk aantal kinderen

63

67

60

50

volgend kind PSBH-België, gewogen verdeling

Het spreekt voor zich dat de volgende stap in de analyse multi-variaat is: in welke mate maakt het sociaal milieu waarin men leeft een verschil uit? Kunnen hooggeschoolden de gelijkheidssituatie langer ‘uithouden’ dan lager geschoolden? Heeft de inkomens- en diplomaspanning tussen de partners een invloed? Enzovoort.

3. Welzijnsindicatoren 3.1 Zorgsituaties De onbetaalde arbeid omvat niet enkel het uitvoeren van huishoudelijk werk; essentiële aspecten zijn ook het zorgen voor en verzorgen van gezinsleden en personen die niet in het eigen huishouden leven (bv. in het kader van het vrijwilligerswerk). In de context van een onderzoek naar de relevantie van de panelstudie voor de uitbouw van het welzijnsbeleid, uitgevoerd in opdracht van de Minister voor Welzijn, Gezin en Cultuur, berekenden we het aantal huishoudens waar een chronisch zieke of gehandicapte persoon aanwezig is. Opnieuw hebben we dus een individuele karakteristiek samengebracht op het niveau van het huishouden. Het resultaat is een merkwaardig hoog aantal huishoudens dat geconfronteerd wordt met een zorgvraag. In meer dan 30% van de huishoudens is minstens één chronisch zieke of gehandicapt persoon aanwezig.

97


Tabel 30. Huishoudens met een of meer chronisch zieke of gehandicapte personen (percentages) Aantal chronisch zieke/gehandicapte personen in huishouden

1994

1995

0

61,4

67,6

1

31,2

25,9

2

6,6

5,3

3

0,2

0,1

4

0,3

0,1

0,5

0,2

missing PSBH-België, gewogen verdeling

3.2 Zorgverlening Binnen deze gezinnen zijn het de huisgenoten die de terugvalbasis vormen voor het verlenen van zorg. Maar even belangrijk voor het welzijnsbeleid is de opvolging van de mate waarin burgers anderen helpen buiten de context van het eigen huishouden. Het betreft dan in de eerste plaats verwanten (ouders, schoonouders, andere familieleden) en in de tweede plaats niet-verwanten. Het percentage volwassenen dat mensen opvangt in de lokale gemeenschap (zieken, bejaarden, gehandicapten), ligt zowel in 1994 als in 1995 vrij laag.

Tabel 31. Opvang van zieken, bejaarden, gehandicapten in de lokale gemeenschap (percentages) (volwassenenlijst) 1994

1995

wel

3,2

4,0

niet

96,8

96,0


Concreet staat het merendeel van deze zorgverleners in voor de opvang van zijn/haar ouders (meer dan 30 %). Ook de opvang van niet-familieleden (bv. buren), andere familie (bv. ooms, tantes) en schoonouders vormt voor een aantal zorgverleners een prioriteit.

98


Tabel 32. Opvang van personen (familie en niet-familie) (volwassenenlijst) (percentages) Zorg voor

1994

1995

echtgenoot

1,3

0,0

kinderen

7,5

2,7

ouders

33,6

36,6

schoonouders

11,0

13,9

andere familie

12,7

16,4

geen familie

21,7

18,7

ouders + schoonouders

2,9

1,5

ouders + kinderen

1,6

0,3

ouders + andere familie

1,6

3,0

ouders + geen familie

1,6

1,7

andere familie + geen familie

1,6

0,7

kinderen + andere familie

0,0

0,8

schoonouders+ andere familie

0,0

0,8

schoonouders + geen familie

0,0

0,4

schoonouders + kinderen

0,0

0,6

echtgenoot + geen familie

0,0

0,6

andere combinatie

2,3

0,8


Tenslotte blijkt uit onderstaande tabel 33 dat het vrijwilligerswerk lichtjes toeneemt in België.

Tabel 33. Doet u regelmatig vrijwilligerswerk? (volwassenenlijst) 1992

1993

1994

1995

ja

12,7

11,2

14,2

14,4

nee

87,3

88,8

85,8

85,6


99

3.3 Sociale integratie

Een ander facet van het welzijn is de mate waarin burgers contacten onderhouden met mensen uit hun omgeving. Omdat een gedetailleerd onderzoek rond deze thematiek in vergelijkend perspectief werd aangevraagd, hebben we de gegevensbank van de eerste ECHP-ronde geëxploreerd. Het PSBH-bestand maakt - sinds de samenwerking met Eurostat - deel uit van een Europees datanetwerk (ECHP), waarvan het (in combinatie met een kleinere CSB-dataset) de Belgische tak vormt. In dit deel werd voor de eerste golf waarin we over de Europese dataset kunnen beschikken (golf 3 in PSBH-termen) een analyse uitgevoerd, die de meerwaarde demonstreert van een dataset die vergelijking toelaat tussen België en andere Europese staten. De analyse in kwestie is louter cross-sectioneel: golf 2 van Eurostat is immers nog niet gebruiksklaar, zodat er vooralsnog niet longitudinaal gewerkt kan worden. Bedoeling van de analyse was het rangschikken van België (eventueel opgesplitst naar regio) in Europa inzake sociaal contact. Welke types van sociaal contact komen in België (of in een regio ervan) relatief gezien (vanuit Europees perspectief bekeken) eerder prominent voor? Sociaal contact dat wijst op ‘sociaal kapitaal’ (lidmaatschap van club/organisatie59) of ander (meer informeel) sociaal contact (contact met buren, vrienden, kennissen)? Op grond van deze beperkte analyse blijken er ook tussen (groepen van) Europese landen grondige verschillen te bestaan en patronen te onderkennen. Wegens het gebruiken van dezelfde vragen60 in àlle Europese landen die behoren tot het ECHP-netwerk, op exact dezelfde manier geformuleerd, is vergelijking tussen landen mogelijk.

Europa In een eerste reeks tabellen (34, 35 en 36) werd nagegaan welke vorm sociaal contact in Europa gemiddeld61 aanneemt. Daaruit blijkt dat het lidmaatschap van een club of organisatie niet verbijsterend hoog ligt: meer dan 70 % van de Europese volwassenen (16 jaar of ouder) geeft aan geen lid te zijn van een club of organisatie. Verwonderlijk, als je weet dat het label ‘club/organisatie’ zowat alle denkbare vormen van groeperingen omvat: van

59

Vanzelfsprekend is dit een erg ruwe indicator voor sociaal kapitaal: het is immers niet mogelijk om een onderscheid te maken naargelang het type organisatie. De klemtoon bij de analyse ligt echter op de comparatieve aspecten. 60 In casu: vragen P01106, P01107 en P01108 (inhoud: zie volgende pagina) wat de indicatoren van sociaal contact betrof. Bij het zoeken naar een verklaring voor de vastgestelde Europese patronen, werd gebruik gemaakt van de door Eurostat ontwikkelde ‘construct’-variabelen (bv. opleiding) of variabelen die eveneens Europese vergelijking mogelijk maken (geslacht, leeftijd, burgerlijke staat,…). 61 Voor de analyse wordt steeds, tenzij anders aangegeven, gebruik gemaakt van door Eurostat ontwikkelde Europese gewichten. Het is immers niet zo dat bv. de dataset in Frankrijk veel groter is dan deze van Denemarken: er is geen evenredigheid tussen bevolkingsomvang en steekproefomvang. Vandaar dat dus bv. de gewichten aan observaties uit Frankrijk een groter gewicht toekennen dan aan steekproefobservaties uit Denemarken.

100

PSBH: Methodebericht golf 4 (1995) dartsverenigingen en kookclubs tot organisatiegraad ligt dus niet zo hoog.

politieke

discussie-organisaties.

De

Europese

101


Tabel 34. Europees lidmaatschap van club/organisatie (gewogen percentages) P01106

lidmaatschap van een club of organisatie

ja

29,2

nee

70,6

missing

0,2

Meer informele vormen van sociaal contact komen daarentegen wél behoorlijk uit de verf. De Europese burger verzorgt de contacten met zijn/haar buren en vrienden. Meer dan 70 % van de Europese burgers ontmoet zowel zijn/haar buren als zijn/haar vrienden en kennissen ongeveer dagelijks of minstens 1 keer per week. Het percentage Europeanen dat zijn buren sporadisch of nooit ontmoet (13 %) ligt iets hoger dan het percentage dat vrienden of kennissen sporadisch of nooit ontmoet (bijna 9 %), maar beide (lage) cijfers ontkennen toch het stereotiepe beeld van de ‘koele’ Europeaan.

Tabel 35. Europees contact met de buren (gewogen percentages) P01107

hoe vaak spreek je met de buren?

Bijna dagelijks

41,4

1 of 2 keer / week

31,5

1 of 2 keer / maand

13,6

minder dan 1 keer / maand

8,7

nooit

4,3

missing

0,5

Tabel 36. Europees contact met vrienden/kennissen (gewogen percentages) P01108

hoe dikwijls ontmoet u vrienden of kennissen bij u thuis?

Bijna dagelijks

35,0

1 of 2 keer / week

41,1

1 of 2 keer / maand

14,7


6,4

nooit

2,4

missing

0,3

102

PSBH: Methodebericht golf 4 (1995) België

Het sociale contactpatroon van de gemiddelde Belg werd geëvalueerd met behulp van informatie uit de twee datasets ter beschikking: het Belgische luik van de ECHP-dataset en het PSBH-bestand. De percentages komen meestal vrij goed overeen, ook al is het Belgische luik van de ECHP-dataset (immers uitgebreid met het CSB-bestand) ruimer dan de PSBHdataset.62 De Belgische burger is gemiddeld iets meer lid (34.4 %) van formele organisaties/clubs dan de Europese (gemiddelde) burger. De PSBH-cijfers (37.1 %) bevestigen het ECHP-beeld van het Belgische formele lidmaatschap. Vraag is dan of deze conclusie voor élk van de Belgische regio’s geldt.

Tabel 37. Belgisch lidmaatschap van club/organisatie (ECHP-percentages) lidmaatschap van club/organisatie ja

34,4

nee

65,1

missing

0,5

Tabel 38 spreekt dergelijke hypothese tegen. Het - in Europees perspectief bekeken - vrij hoge formele lidmaatschap van de gemiddelde Belg is bijna uitsluitend de verdienste van het Vlaamse landsgedeelte. Liefst 45 % van de Vlamingen is lid van een organisatie of club, in scherp contrast met de Brusselse of Waalse burgers (25.6 % en 26.7 %) die het Europees gemiddelde vrij goed benaderen. De organisatiegraad is dus duidelijk hoger in Vlaanderen.

Tabel 38. Belgisch lidmaatschap van club/organisatie, per regio (PSBH, gewogen percentages) lidmaatschap van club/organisatie

België (PSBH)

Brussel

Vlaanderen

Wallonië

ja

37,1

25,6

45,1

26,7

nee

62,9

74,4

54,9

73,3

62

Het grootste verschil werd vastgesteld inzake lidmaatschap van organisaties: volgens de ECHPcijfers bedraagt dit 34.4 % voor de Belgische burger; het PSBH-percentage bedroeg 37 %.

103


De tabellen 39 en 40 geven de situatie qua informele sociale contacten weer. Het Belgische percentage is te vergelijken met het Europees gemiddelde. Ook in België onderhoudt ruim 70 % van de burgers vrij regelmatig contacten met buren en vrienden/kennissen. Ook het percentage koelere Belgen ligt in dezelfde lijn als in Europa.

Tabel 39. Belgisch informeel contact ( met buren, vrienden) (ECHP-percentages) praten met buren

ontmoeten van kennissen/vrienden

Bijna dagelijks

35,4

35,4

1 of 2 keer / week

36,7

38,2

1 of 2 keer / maand

14,0

16,7


8,0

7,9

nooit

5,4

1,3

missing

0,5

0,6

Naar regio uitgesplitst levert dit een niet geheel onverwacht patroon op. In Brussel is het informele contact met de buren het laagst. Vlaanderen doet het iets minder goed dan het ‘warmere’ Wallonië. Dat blijkt zowel uit de percentages mensen die vrij geregeld praten met hun buren als uit de percentages personen die dit zelden of nooit doen. Een voorbeeld: bijna 20 % van de Brusselaars slaat zelden of nooit een praatje met de buren. Brusselaars zijn daarentegen wel gesteld op het regelmatig ontmoeten van hun vrienden (78.5 %). Daarmee volgt de Brusselse regio op afstand van Wallonië (84.3 %) maar gaat ze Vlaanderen duidelijk vooraf (61.2 %). In Vlaanderen onderhoudt men weliswaar ook de banden met vrienden, maar zijn de contacten toch iets sporadischer: cfr. de categorieën ‘1 of 2 keer per maand’ en ‘minder dan 1 keer per maand’ scoren duidelijk hoger in Vlaanderen dan in de twee andere regio’s.

104


Tabel 40. Belgisch informeel contact (met buren, vrienden), per regio percentages)

(PSBH, gewogen

Brussel

Vlaanderen

Wallonië

Bijna dagelijks

26,9

32,4

41,0

1 of 2 keer / week

36,6

38,0

35,8

1 of 2 keer / maand

17,3

15,6

11,5


10,4

9,0

6,3

nooit

8,8

5,0

5,3

missing (N)

6,0

15,0

9,0

Bijna dagelijks

35,7

21,5

45,5

1 of 2 keer / week

42,8

39,7

38,8

1 of 2 keer / maand

14,9

23,5

11,7


5,8

13,0

3,6

nooit

0,8

2,2

0,4

missing (N)

8,0

20,0

4,0

P01107 (buren)

P0110 (vrienden/kennissen)

Situering in Europa De grafieken 25 en 26 situeren de Belgische regio’s in Europa. Wat het formeel lidmaatschap van organisaties/clubs betreft is Vlaanderen eerder verwant met de Angelsaksische en Noordelijke Europese staten. In die landen is het formeel lidmaatschap hoger dan het Europees gemiddelde (met Denemarken als absoluut recordhouder). Wallonië en Brussel benaderen daarentegen goed dit Europees gemiddelde, en zijn eerder onder te brengen in het kamp van Zuidelijke Europese staten: de percentages zijn te vergelijken met die van Frankrijk en Spanje, maar toch nog een stuk hoger dan in landen als Italië, Portugal en zeker Griekenland, waar de organisatiegraad het geringst is (10 %).

Grafiek 25. Lidmaatschap van organisaties/clubs in ECHP-landen en in Belgische regio’s (percentages) 100 90

85,4

80 70

74,4

73,5

72,7

70,6

85

90

73,3

65,1

50 42,6

55,2

30

54,1

54,9

53,6

45,8

44,8 38,8

40

ja

45,1

nee

36,4

34,4 29,2

27,3

26,5

20

26,7

25,6 15

14,5 10

10

Wallonië

Vlaanderen

Brussel

Portugal

Spanje

Griekenland

Italië

Ierland

Verenigd Koninkrijk

Frankrijk

Luxemburg

België

Nederland

Denemarken

0 Europa

percentages

61,1 57,3

60

De Zuiderse landen (cfr. grafiek 26) vertonen over het algemeen wél een uitgesproken sociaal karakter, als het meer informele sociale contacten (met buren vooral, ook met vrienden/kennissen echter) betreft. De categorie ‘dagelijkse contacten met buren en vrienden’ wordt in Griekenland en Spanje bijvoorbeeld veel frequenter vermeld dan in landen als Denemarken en Nederland, al moet daar aan toegevoegd worden dat ook in een aantal meer Noordelijke of Angelsaksische landen informele contacten op vrij regelmatige basis onderhouden worden63. Wallonië neigt op dit vlak iets meer naar het patroon van ZuidEuropese landen dan Vlaanderen, maar over het algemeen zijn beide landsgedeeltes toch vergelijkbaar met elkaar. Méér dan wat de formele organisatiegraad betrof.

63

Meestal is de tweede categorie, nl. ‘contacten 1 of 2 keer per week’ daar een stuk prominenter dan de eerste, in Nederland is dit bv. het geval.

0

contact met buren / ontmoeten van vrienden vrienden

buren Walloniê

vrienden

buren Vlaanderen

vrienden

buren Brussel

vrienden

buren Portugal

vrienden

buren Spanje

vrienden

buren Griekenland

vrienden

buren Italië

vrienden

buren Verenigd Koninkrijk

vrienden

buren Luxemburg

vrienden

buren België

vrienden

buren Nederland

vrienden

buren Denemarken

percentages

Grafiek 26. Contact met buren en ontmoeten van vrienden/kennissen in ECHP-landen en in Belgische regio’s.

80

70

60

50

40

30

20

10

bijna dagelijks 1 of 2x/week 1 of 2x/maand minder dan 1x/maand nooit


108

Verklaring ? Een grondig onderzoek van de vaststellingen over het differentiële karakter van de sociale contacten in de Belgische regio’s vereist in principe een multivariate analyse, wat in het kader van een methodebericht64 niet aan de orde is. De indicatoren van ‘sociale contacten’ zijn bovendien, zeker wat ‘sociaal kapitaal’65 betreft, te ruw om bijvoorbeeld te concluderen dat het sociaal kapitaal in Vlaanderen hoger is dan in de beide andere regio’s. Vooraleer onderzocht kan worden of dat inderdaad het geval is, en waarom, moet het verschijnsel dus eerst via een sét (diepgravender) indicatoren in kaart gebracht worden. Bivariate analyse leverde alvast een aantal voorzetten: • mannen zijn significant meer lid van organisaties/clubs dan vrouwen. • Een zelfde positief verband werd vastgesteld tussen opleiding en lidmaatschap: hoe hoger de opleiding van personen, hoe groter dus de kans dat ze lid zijn van organisaties/clubs. • Qua leeftijd was er geen duidelijk patroon: enkel de logische vaststelling werd gedaan dat bejaarde mensen minder lid zijn van organisaties. • Inzake arbeidscategorie is het duidelijk dat twee categorieën in mindere mate lid zijn van organisaties: mensen die werken in een familiebedrijf en huismoeders. Wellicht speelt bij beiden tijdsgebrek een rol. Toch is opvallend dat ook werklozen en mensen op pensioen relatief laag scoren qua lidmaatschap, in vergelijking met de categorieën zelfstandigen, werkgevers, werknemers en studenten. • Qua burgerlijke staat: echtgescheiden personen zijn het vaakst lid van organisaties, verweduwde personen het minst. De relatief beperkte Pearson-correlaties van deze kruisverbanden geven echter aan dat de door de variabelen verklaarde variantie onvoldoende is om het fenomeen helemaal te vatten. Andere variabelen (bv. gezondheidstoestand, inkomen, …) moeten in de analyse betrokken worden. Een onderzoek van de verdeling op de hierboven aangehaalde covariaten, in de verschillende regio’s, heeft dus voorlopig geen zin.

64

Onder meer omdat de variantie, verklaard door een aantal in de analyse betrokken covariaten, te gering was. Literatuuranalyse moet in deze materie eerst uitsluitsel verschaffen over àlle mogelijke onafhankelijke variabelen die bijvoorbeeld een effect kunnen hebben op het lidmaatschap van organisaties. 65 ‘lidmaatschap van clubs/organisaties’ is de hier gehanteerde indicator van ‘sociaal kapitaal’.


109

Bibliografie Bevolkingsstatistieken, NIS, 1995. EUROSTAT, Working group European Community Household Panel, Weighting for Wave1, Doc PAN 36, january 1995. EUROSTAT, Longitudinal weighting, Doc. PAN 51/95, july 1995. HOSMER, D. W. & LEMESHOW, S., Applied Logistic regression, New York, Wiley, 1989. KASPRZYK, D. et al., Panel Surveys, New York, Wiley, 1989. MENARD, S. , Applied logistic regression analysis, London, Sage Publications, 1995. RENDTEL, U., Weighting Procedures and Sampling Variance in Household Panels, Deutsches Institut Wirtschaftsforschung, Berlin, 1989.

METHODEBERICHT. golf 4 (1995) Kristof Decoster. Prof. Dr. Thérèse Jacobs. Rudy Marijnissen. Elke Speltincx. Heleen Vanden Bergh

Recommend Documents