? Verbeterden de loopbanen in het voortgezet onderwijs vanmeisjes door de Mammoetwet of door veranderingen in hetgezin?* J. DRONKERS** Stichting Centrum voor Onderwijsonderzoekvan de Universiteit van Amsterdam Samenvatting Vroeger onderzoek toonde aan dat de toenamein arbeidsmarktdeelname van vrouwen, co-educatie of de tweede feministische golf geenafdoende verklaring vormen voor het ver-dwijnen van onderwijsachterstanden vanvrouwen sinds de jaren vijftig. In dit artikelworden vier andere verklaringen voor ditverdwijnen getoetst: afname in gezinsgrootte,verandering van machtsbalans tussen mannenen vrouwen in het gezin, afname van het belangvan geslacht-specifieke schooltypen en detoegenomen meritocratisering. Deze ver-klaringen worden getoetst met behulp vanlandelijke longitudinale data van school-loopbanen in het lager en voortgezet onderwijsvan twee generaties leerlingen: de eerste,geboren rond 1953
die het pre-mammoetwetonderwijs volgde; de tweede, geboren rond 1965die het mammoetwet onderwijs kreeg. Deschoolloopbanen van mannelijke en vrouwelijkeleerlingen worden afzonderlijk geanalyseerdmet HO MALS en LIS REL. De verklaringenvan een verandering in de machtsbalans tussenmannen en vrouwen en de afname ingezinsgrootte worden gedeeltelijk gesteunddoor de uitkomsten. De verklaringen vanafname van geslachtspecifieke schooltypen entoegenomen meritocratisering worden niet doorde resultaten gesteund. Een eerdere en uitgebreidere versie van dit arti-kel werd gepresenteerd op het Congres Vrou-wen/Mannen, Sociaal-Wetenschappelijke Stu-diedagen 1990, op 19 en 20 april 1990 teAmsterdam. ' Met dank aan R. Luijkx (KUB) en de deelnemersaan het staf colloquium van het PostdoctoraalInstituut voor de Sociale Wetenschap teAmsterdam. 1 Inleiding In de loop van enkele decennia is de achter-stand in het bereikte
onderwijsniveau vanmeisjes, vergeleken met dat van jongens, bijnazo goed als verdwenen. Deze inhaalbewegingbegon aan het eind van de jaren vijftig in hetlager onderwijs en ze heeft thans het eind vanhet secundair onderwijs bereikt. Eerst verdwe-nen de verschillen in de lagere schoolpresta-ties, vervolgens verdween de achterstand inhet advies, daarna de achterstand in de eerstefase voortgezet onderwijs, etc. Men kan deze'golf goed zien indien men de schoolloopba-nen van de opeenvolgende generaties van leer-lingen sinds de Tweede Wereldoorlog naastelkaar legt. Er is dus geen sprake van een vasteleeftijd, waarop een onderwijsvoorsprong vanmeisjes verandert in een onderwijsvoorsprongvan jongens (vgl. De Waal, 1989, pp. 68-73). Deze gelijkheid in bereikt onderwijsniveaudoor meisjes en jongens betekent echter ookniet dat de geslachtsvoorkeuren voor verschil-lende studierichtingen, vakkenpakketten, e.d.verdwenen zijn. Het
tegengestelde is juist hetgeval (Sociaal en Cultureel Rapport, 1988, p.435). Er is dus zowel sprake van het verdwij-nen van achterstand van meisjes in bereiktonderwijsniveau (zgn. verticale verschillen)als van het instandblijven van verschillendekeuzepatronen bij jongens en meisjes (zgn.horizontale verschillen). De oorzaken van het verdwijnen van deverticale verschillen zijn niet erg duidelijk,vooral als men zich daarbij concentreert ophet begin van het inlopen van onderwijsach-terstand door meisjes op de lagere school aanhet eind van de jaren vijftig en de vroege jarenzestig. Het tot nu toe uitgevoerde onderzoeklaat zien dat een aantal populaire verklaringenvoor het verdwijnen van de verticale verschil-len niet door onderzoek gesteund worden.Deze populaire maar empirisch niet correcteverklaringen zijn op zijn best bruikbaar alsbijkomende factoren nadat het inlopen van deonderwijsachterstand reeds was begonnen.Eerst moet dan nog uitgezocht
worden of dezepopulaire verklaringen niet uitsluitend gevol- Pedagogische Studiën 1991 (68) 125-138 Pedagogische Studiën 125
? gen zijn van dit inlopen van de onderwijs-achterstand door meisjes. Zo kunnen veranderingen in arbeidsmarkt-deelname door vrouwen het inlopen van deonderwijsachterstand niet verklaren. Dearbeidsmarktdeelname door (bijna) volwas-sen vrouwen veranderde gedurende de jarenvijftig en zestig nauwelijks terwijl in die zelfdeperiode een begin werd gemaakt met het inlo-pen van de onderwijsachterstand van minder-jarige meisjes. De dochters konden dus nietdoor de groeiende arbeidsmarktdeelname vanhun moeders of vrouwelijke verwanten gesti-muleerd worden in hun schoolprestaties.Bovendien heeft Dronkers (1987) laten ziendat het buitenshuis werken door moeders geenpositief of negatief effect heeft op de school-prestaties van hun kinderen'. Ook het verdwijnen van jongens- en meis-jesscholen in het lager en voortgezet onderwijsin de jaren vijftig en zestig verklaart niet hetinlopen van de verticale verschillen, omdat
deverschillen in schoolloopbanen van meisjes optoenmalige gemengde scholen en die op toen-malige meisjesscholen niet groot waren enbovendien niet in het voordeel van gemengdescholen, na controle voor de relevante leer-ling- en schoolkenmerken (Dronkers, 1989a). Een andere veel gebruikte verklaring is detweede feministische golf, die in de late jarenzestig opkwam. Echter, de eerste verbeterin-gen in de schoolloopbanen van meisjes begon-nen reeds in de late jaren vijftig. Bakker,Dronkers en Schijf (1982) vonden dat school-prestaties aan het eind van de lagere school in1959 in de Stad Groningen reeds gelijk waren,in tegenstelling tot 1952 (Meesters, Dronkers& Schijf, 1983). Naast deze populaire maar onjuist geblekenverklaringen zijn er vier andere die in ditartikel op hun kracht worden onderzocht. Een eerste mogelijke oorzaak voor het inlo-pen van deze achterstand is wel de snelleafname van de gezinsgrootte
(Dronkers,1989b, p. 8). Middelen, hetzij financiële, hetzijculturele of sociale, moeten in een groter gezinover een groter aantal kinderen (en dusbroers) verdeeld worden en meisjes lopen dande kans een geringer deel te verkrijgen van-wege het grotere aantal broers dat voorrangkrijgt. In kleinere gezinnen zijn er daarom permeisje meer middelen beschikbaar en zijn erbovendien minder broers die voorrang kun-nen krijgen. Ten tweede is het mogelijk dat als gevolgvan moderniseringsprocessen, de machtsba-lans tussen mannen en vrouwen binnen gezin-nen gelijker geworden is, waardoor de meisjesbetere onderwijskansen ten opzichte van hunbroers kregen. Indien dit juist is zouden moe-ders meer invloed hebben verworven op deschoolloopbaan van hun kinderen en metname die van hun dochters ten koste van deinvloed van de vaders. Deze machtsbalans-verklaring voor het inlopen van de onderwijs-achterstand door meisjes is niet
correct, indienhet effect van de moeder is toegenomen opzowel de onderwijsloopbanen van de dochtersals op die van de zonen. In dat laatste geval isde machtsbalans tussen mannen en vrouwenbinnen gezinnen wel gelijker geworden, maarverklaart dit niet het inlopen van de onder-wijsachterstand door meisjes, omdat jongensen meisjes allebei profiteren van de machts-balansverandering. Ten derde is het verdwijnen van de MMS ende opkomst van de HAVO als gevolg van deMammoetwet een mogelijke verklaring van deverbetering van de onderwijskansen vanmeisjes, omdat zo het aantal geslacht-speci-fieke schooltypen is verkleind. Ten vierde is reeds uit eerdere analysesgebleken dat de Mammoetwet de mate vanmeritocratie in de selectie aan het eind van hetlager en in het begin van het voortgezet onder-wijs heeft vergroot, als gevolg van de veran-derde positie van het advies van de onderwij-zer en de invoering van brugklassen
enscholengemeenschappen. Het is mogelijk datmeisjes van de met meritocratie samenhan-gende terugdringing van ascriptie (selectie opgrond van min of meer aangeboren eigen-schappen zoals geslacht en ouderlijk milieu inplaats van verworven eigenschappen) meergeprofiteerd hebben dan jongens. Deze vier verklaringen (gezinsgrootte,machtsbalans tussen mannen en vrouwen;verdwijnen geslacht-specifieke schooltypen;meritocratie) voor de ingelopen verticale ver-schillen in schoolloopbanen kunnen getoetstworden door de schoolloopbanen van ^ver-schillende generaties leerlingen te vergelijken. In dit artikel worden dus de veranderingen inschoolloopbanen (schoolprestaties, advies,keuze aan het begin van het voortgezet onder-wijs, niveau na 5 jaar voortgezet onderwijs)van jongens en meisjes afzonderlijk en deeffecten van de relevante onafhankelijke Pedagogische Studiën 13 3
? variabelen (beroep en opleiding van vader enmoeder, etc.) geanalyseerd aan de hand vanlongitudinale gegevens van twee generatiesleerlingen. De eerste generatie (het zgn. VanJaar tot Jaar cohort) werd rond 1953 geborenen volgde nog het pre-Mammoetonderwijs, detweede generatie (het zgn. SMVO cohort)werd rond 1965 geboren en volgde Mammoet-onderwijs. Het artikel is een vervolg vanoudere analyses van loopbanen in het voortge-zet onderwijs door Faasse, Bakker, Dronkersen Schijf (1987), Willemse (1987), Bosma,Dronkers en Hagenaars (1989) en Dronkers enBosma (1990)2. jj, jit artikel worden echternationale steekproeven gebruikt in plaats vande regionale steekproef (Noord-Brabant) diede eerder genoemde auteurs analyseerden.Bovendien richt dit artikel zich expliciet op deverdwenen verschillen tussen de schoolloop-banen van jongens en meisjes en de verklaringvan dat verdwijnen. Alleen De Jong (1982)heeft zich reeds
eerder met de veranderingenin de schoolloopbaanverschillen tussenmeisjes en jongens beziggehouden met natio-nale steekproeven. Zij gebruikte dezelfdecohorten als in dit artikel maar zij kon toenniet verder gaan dan het eind van de lagereschool. Daarom kan dit artikel een zinvolleverdere aanvulling vormen op de ouderestudies. Bovendien passen de hier te presenterenanalyses in een algemener thema binnen hetsociologisch onderzoek, nl. de vraag of desociale mobiliteit in samenlevingen onderinvloed van modernisering, arbeidsmarktont-wikkelingen en onderwijshervormingen toe-neemt. Deze vraag is zeker niet definitiefbeantwoord, zoals blijkt uit het debat tussenVan Kemenade en Peschar in Socialisme enDemocratie (1989) en uit tegengestelde onder-zoeksresultaten (b.v. Peschar (1987) en DeGraaf (1989) versus Ganzeboom en De Graaf(1989a;1989b)). Het vaststellen van de oorza-ken van het inlopen van de onderwijsachter-stand
door meisjes kan nuttig zijn voor meerinzicht in de oorzaken van de schijnbaaronveranderde ongelijkheid van onderwijskan-sen van kinderen uit verschillende socialemilieus. De algemene probleemstelling van dit artikelis de empirische toetsing van de betekenis vanveranderingen in het onderwijsstelsel door deMammoetwet (meritocratisering, afschaffingvan geslacht-specifieke schooltypen) en vanveranderingen in de gezinsstructuur (gezins-grootte, machtsbalans tussen mannen envrouwen) voor het inlopen van onderwijsach-terstand door meisjes. Deze algemene pro-bleemstelling wordt met de volgende hypothe-sen aangepakt: 1. Machtsbalansverandering: indien demachtsbalans tussen mannen en vrouwen bin-nen gezinnen gelijker geworden is en indiendaardoor moeders meer invloed hebben ver-worven op de schoolloopbaan van hun kin-deren en met name die van hun dochters tenkoste van de invloed van de vaders', dan zoualvast één van
de volgende hypothesen beves-tigd moeten worden: A. de effecten van beroep en opleiding vande moeders op de schoolloopbaan van hundochters zijn sterker in de 1965-generatiedan in de 1953-generatie en deze toename isgroter dan die bij jongens. Bovendien is detoename van de effecten van beroep enopleiding van de moeders groter dan deeventuele toename van de effecten vanberoep en opleiding van de vaders, zowelwat betreft hun dochters als zonen. B. de effecten van beroep en opleiding vande vaders op de schoolloopbaan van hundochters zijn zwakker in de 1965-generatiedan in de 1953-generatie en deze afname issterker dan die bij jongens. Bovendien is deafname van de effecten van beroep en oplei-ding van de vaders groter dan de eventueleafname van de effecten van beroep en oplei-ding van de moeders, zowel wat betreft hundochters als zonen. 2. Gezinsgrootte: indien middelen, hetzijfinanciële, hetzij culturele of sociale, in
eengroter gezin over een groter aantal kinderen(en dus broers) verdeeld moeten worden enmeisjes dan de kans lopen een geringer deel teverkrijgen vanwege het grotere aantal broersdat voorrang krijgt, dan zou de volgendehypothese bevestigd moeten worden: het effect van gezinsgrootte op de school-loopbaan is in de 1953-generatie voormeisjes sterker dan voor jongens, terwijl diteffect in de 1965-generatie kleiner is en nietmeer verschilt tussen jongens en meiSjes. 3. Meritocratie: indien meisjes meer geprofi-teerd hebben dan jongens van de met de Mam-moetwet samenhangende terugdringing vanascriptie (selectie op grond van min of meeraangeboren eigenschappen zoals geslacht enouderlijk milieu in plaats van verworveneigenschappen), dan zou de volgende hypo- Pedagogische Studiën 13 3
? these bevestigd moeten worden: het verschil in de effecten van schooltoetsenen onderwijzersadviezen op de verdereschoolloopbanen van jongens en meisjesdat in de 1953-generatie nog bestond, is inde 1965-gcneratie verdwenen, als gevolgvan de grotere rol van schooltoetsen enadviezen van onderwijzers door deMammoetwet.4. Vermindering geslacht-specifieke schoolty-pen: indien het verdwijnen van de MMS en deopkomst van de HAVO als gevolg van deMammoetwet een mogelijke verklaring zijnvan de verbetering van de onderwijskansenvan meisjes, dan zou de volgende hypothesebevestigd moeten worden: de MMS (Middelbare Meisjes School)heeft een lagere of gelijkwaardige positie inde onderwijshiërarchie dan de min of meervergelijkbare HAVO, die door jongens enmeisjes bezocht wordt. Het middelbaarberoepsonderwijs na de Mammoetwetheeft een gelijkwaardige of hogere positiein onderwijshiërarchie dan voor
deMammoetwet. 2 Data Zoals reeds gezegd, worden in dit artikel tweegeneraties leerlingen geanalyseerd, het zgn.Van Jaar tot Jaar cohort voor de generatiegeboren rond 1953, die nog het pre-Mam-moetonderwijs volgde en het zgn. SMVOcohort voor de generatie geboren rond 1965,die Mammoetonderwijs volgde. In beidegevallen gaat het om nationale steekproevenvan lagere-schoolverlaters, die' reeds grotebekendheid hebben (voor Van Jaar tot Jaar:zie Diederen, 1983; voor SMVO: CBS, 1982).Uit het SMVO cohort werd een steekproefgetrokken van ongeveer gelijke omvang als detotale populatie van het Van Jaar tot Jaarcohort (2de fase). Uit beide populaties werdende schoolloopbaanvariabelen die min of meervergelijkbaar zijn, geselecteerd: het geslachtvan de leerling; het geboortejaar van de leer-ling aan het eind van de lagere school (indica-tie van het aantal malen doubleren in de lagereschool); de urbanisatiegraad van
woonge-meente van de leerling bij het eind van delagere school"; de provincie waarin de leerlingbij het eind van de lagere school woont; hetberoepsniveau van vader van de leerling tij-dens het begin van het voortgezet onderwijs';de opleidingsniveaus van de vader en moedervan de leerling tijdens het begin van het voort-gezet onderwijs^; het buitenshuis werken doorde moeder van de leerling tijdens het begin vanhet voortgezet onderwijs''; het aantal kinderenin het gezin waarvan de leerling deel uitmaakt;de schoolprestaties van de leerling aan heteind van de lagere school gemeten met 'objec-tieve' studietoetsen®; het advies van de onder-wijzer over het meest geschikte voortgezetonderwijs voor de leerhng bij het eind van delagere school'; het door de leerling eerstgevolgde schooltype in het voortgezet onder-wijs'"; het door de leerling hoogst bereikteonderwijsniveau na 5 jaar voortgezet onder-wijs". Tabel 1 geeft een
indruk van de veranderin-gen in een aantal variabelen. Het gedaaldeberoepsniveau van de vaders van de generatie1965 is te wijten aan de toegenomen werkloos-heid en het toegenomen gebruik van sociale Tabel 1 Gemiddelden op een aantal variabelen, gesplitst per cohort en geslacht variabelen generatie 1953 generatie 1965 man vrouw man vrouw beroepsniveau vader 3,70 3,64 3,43 3,42 opleiding vader 2,06 2,03 3,08 3,02 opleiding moeder 1,62 1,59 2,20 2,31 werken moeder 1,09 1,09 1,24 1,24 kindertal 4,39 4,41 2,86 2,86 schoolprestaties 5,49 5,40 5,42 5,51 advies 2,88 2,84 3,31 3,39 keuze 4,09 3,95 4,33 4,47 eindniveau ? 3,82 3,49 4,51 4,69 De betekenis van de variabelen kan afgeleid worden uit de noten van deze paragraaf. Pedagogische Studiën 13 3
? zekerheid (bv. wao, bijstand) in het eind vande jaren zeventig. In het midden van de jarenzestig kwam langdurige werkloosheid of hetleven van sociale zekerheid nog nauwelijksvoor in gezinnen met schoolgaande kinderen(generatie 1953). Het opleidingsniveau van deouders van de generatie 1965 ligt hoger dan datvan de generatie 1953, waarbij opvalt dat hetopleidingsniveau van de vaders sneller stijgtdan dat van de moeders. Het buitenshuis wer-ken door de moeder is toegenomen (15%),terwijl de gezinsgrootte met ruim anderhalfkind is gedaald. De voorsprong van jongensop meisjes in de generatie 1953 ten aanzien vanschoolprestaties, advies, keuze en eindniveauis in de generatie 1965 veranderd in een voor-sprong van meisjes op jongens. 3 Analyses3.1 Inleiding In de analyses van deze paragraaf, waarin hetniveau van de gehele schoolloopbaan en dedaarbij behorende veranderingen in de effec-ten van alle onafhankelijke variabelen
cen-traal staat, wordt het gebruikelijke school-loopbaanmodel gehanteerd. De variabelenurbanisatiegraad, provincie, beroepsniveauvan de vader, de opleidingsniveaus van deouders, het buitenshuis werken van de moederen de gezinsgrootte zijn de onafhanklijkevariabelen, waartussen geen causale verban-den verondersteld worden. Het geboortejaar(als indicator van zitten blijven in de lagereschool), de schoolprestaties, het advies en dekeuze vormen achtereenvolgens intermediairevariabelen, die gelijktijdig afhankelijke enonafhankelijke variabelen zijn. Het niveau isde uiteindelijke afhankelijke variabele. Dit ishet traditionele schoolloopbaanmodel zoalsdat in de onderwijssociologie veel gebruiktwordt. Dit model wordt in Figuur 1 weergege-ven. De causale richting van dit model geeft deveronderstelde verbanden binnen het modelaan. Het is echter mogelijk dat veranderingen inde onafhankelijke of in bepaalde afhankelijkevariabelen, zoals die uit
Tabel 1 blijken, ver-antwoordelijk zijn voor het verdwijnen van deonderwijsachterstand van meisjes. Om dezeprealabele veronderstelling te toetsen zijn opgrond van het causaal model van Figuur 1 tweemultivariate regressie-analyses uitgevoerd: deeerste op alle vrouwen uit de twee cohorten ende tweede op alle mannen uit beide cohorten.De vraag hierbij is in hoeverre het cohortwaartoe de leerling behoort een effect heeft opde afhankelijke variabelen, ook voor controlevoor alle onafhankelijke variabelen. urbanisatie provincie beroep vader geboorte- school- advies keuze niveau jaar prestaties opleiding vader werken moeder opleiding moeder kindertal causale richting Figuur 1 Het causaal schoolloopbaanmodel Tabel 2 De ongestandaardiseerde regressie-coéffi-ciënten van de variabele cohort, afzonderlijk voormannen en vrouwen na controle voor alle onaflianke-lijke variabelen in het schoolloopbaanmodel afhankelijke variabelen man vrouw niveau
.43 .73 keuze -.10 .06* advies .35 .40 * niet-significante coëfilciënt p < .05 Tabel 2 laat duidelijk zien dat er signifi-cante verschillen bestaan tussen de school-loopbanen van jongens en meisjes uit verschil-lende cohorten, ook na controle voor deveranderingen in de relevante onafhankelijkevariabelen. Daarbij valt op dat dit effect vanhet cohort waartoe de leerling behoort sterkeris voor meisjes dan voor jongens. Met anderewoorden: de bereikte onderwijsniveaus vanbeide geslachten zijn sterker gestegen dan menzou mogen verwachten op grond van de ver-anderingen in de onafhankelijke variabelen,maar dat van meisjes is nog meer gestegen dan Pedagogische Studiën 13 3
? dat van jongens. In het vervolg van dit artikel wordt het causaalschoolloopbaanmodel geschat met de pc-ver-sie van LISREL 7 (zie verder Saris & Stronk-horst, 1984). Elke LISREL analyse wordt uit-gevoerd over de meisjes- en jongenspopulatiesvan beide cohorten afzonderlijk, omdat op diemanier de gestelde hypothesen getoetst kun-nen worden. LISREL biedt ook de mogelijk-heid te toetsen of effecten binnen een causaalmodel significant verschillen tussen verschil-lende populaties (in ons geval 4: jongens-1953;meisjes-1953; jongens-1965; meisjes-1965)(Van den Putte, 1989). Met name voor onzehypothesen is dit van belang. Echter, voordatdeze LISREL analyses uitgevoerd kunnenworden, moeten de variabelen zoveel mogelijkvergelijkbaar geschaald worden. Dit komt inde volgende subparagraaf aan de orde. 3.2 HOMALS-schalingenHoewel uit beide cohorten overeenkomstigevariabelen met identieke categorieën zijngekozen
betekent dit niet dat de schaling vandeze categorieën in de vier deelpopulatiesidentiek behoeft te zijn. De plaats van decategorie MMS binnen de categorieën van devariabele eindniveau kan voor de generatie1953 een andere zijn dan die van de analogecategorie HAVO voor de generatie 1965. Ditverschil kan voortvloeien uit de veranderdepositie van de MMS in vergelijking met deHAVO. Hetzelfde geldt voor jongens enmeisjes: het LBO kan voor meisjes een anderepositie hebben te midden van de overigeschooltypen dan het LBO voor jongens. Omdit probleem op te lossen paste ik, in navolgingvan Vrooman en Dronkers (1986), een speci-fieke variant van multipele correspondentie-analyse toe: HOMALS (Gifi, 1981; Greenacre,1984)'^. Deze techniek berekent optimaleschaalwaarden voor de categorieën van allevariabelen en alle waarnemingseenheden.HOM ALS probeert een metrische weergave teschatten in een laag-dimensionale
Euclidischeruimte van alle bivariate samenhangen binnende data, die nominaal zijn. De resultaten vande HOM ALS kunnen wij gebruiken voor eengedeeltelijke toetsing van onze hypothesen.Een vergelijking van de schaalwaarden van decategorieën in de verschillende populatiesmaakt het mogelijk vast te stellen in hoeverreveranderingen zich hebben voorgedaan inonderlinge verhouding tussen categorieën. In Tabel 3 worden de discriminatiematen'^van alle variabelen in de eerste dimensies uit deHOM ALS analyse per populatie en de eigen-values'" van die eerste dimensies weergegeven. Tabel 3 laat zien dat de vier eerste dimensiesvooral succes in het lager en voortgezet onder-wijs weerspiegelen: schoolprestaties, advies,keuze en niveau hebben de hoogste discrimi-natiematen. Gezien de eigenvalues verklarendeze vier eerste dimensies ook even veelvariantie. Deze vier dimensies en de daarbijbehorende schaalwaarden van
de variabelenkunnen dus goed onderling vergeleken wor-den". Tabel 3 laat een interessant verschil tussenmannen en vrouwen zien. Het gewicht van het Tabel 3 De discriminatiemalen van alle variabelen in de eerste dimensie uil deHOM ALS analyses per generatie en geslacht en de eigenvalues van die eerstedimensie variabelen generatie 1953 generatie 1965 vrouw man vrouw man geboortejaar 0,07 0,13 0,08 0,20. urbanisatie 0,07 0,07 0,03 0,02 provincie 0,06 0,04 0,02 0,03 beroepsniveau vader 0,37 0,35 0,30 0,38 opleiding vader 0,43 0,36 0,37 0,40 opleiding moeder 0,31 0,25 0,28 0,28 werken moeder 0,00 0,01 0,02 0,01 kindertal 0,05 0,06 0,04 0,07 schoolprestaties 0,56 0,59 0,54 0,53 advies 0,67 0,66 0,67 0,71 keuze " 0,69 0,67 0,70 0,73 niveau 0,62 0,60 0,66 0,65 eigenvalue 0,33 0,31 0,31 0,33 Pedagogische Studiën 13 3
? beroepsniveau van de vader in de generatie1953 is nog gelijk maar in de generatie 1965 ishet groter bij mannelijke leerlingen dan bijvrouwelijke. Laatstgenoemden hebben dusminder last (of voordeel) van het beroep vanhun vader gekregen bij hun succes in het lageren voortgezet onderwijs. Vrouwelijke leerlin-gen uit de generatie 1953 hadden wel meervoordeel (of last) van het opleidingsniveauvan hun ouders dan mannelijke. Dit verschil isin de generatie 1965 verdwenen. Hoewel deresultaten van Tabel 3 slechts een eerste toet-sing van onze hypothesen zijn, geven ze weleen indicatie. Er lijkt gedeeltelijk sprake vaneen machtsbalansverandering. De gewichtenvan de opleiding en het werken van de moedervoor succes in het lager en voortgezet onder-wijs zijn niet groter voor de generatie 1965 danvoor de generatie 1953, wat in strijd is met dezehypothese. Het afgenomen gewicht van hetberoepsniveau van de vader bij vrouwen uit degeneratie
1965 wijst daarentegen wel op eenzekere vermindering van het machtsoverwichtvan de vader, en dus op een bevestiging vandeze hypothese. De gezinsgrootte-hypoüicscwordt niet bevestigd gezien de kleine en sta-biele gewichten van kindertal bij beide genera-ties en geslachten. Ook de meritocratie-hypo-these wordt niet door deze resultatengesteund. Juist in de generatie 1965 lijkt degelijkheid in gewichten die nog in de generatie1953 bestond, verbroken ten gunste van eengroter gewicht voor mannelijke leerhngen. In Tabel 4 worden de gestandaardiseerdeschaalwaarden, die de optimale schaling vande categorieën binnen de eerste dimensie aan-gegeven", van de variabele niveau na vijf jaarvoortgezet onderwijs getoond. De verschillenin schaalwaarden per generatie en geslachtgeven een beeld in hoeverre de relatieve ver-houdingen tussen de categorieën van de varia-belen zijn veranderd overeenkomstig dehypothesen. Tabel 4 laat
interessante verschuivingen inde relatieve positie van de verschillende onder-wijstypen zien. De relatief lage positie van hetlager beroepsonderwijs is voor vrouwelijkeleerlingen uit de generatie 1965 licht verbeterdin vergelijking met de positie van het lagerberoepsonderwijs voor mannelijke leerlingen.De positie van de MAVO (generatie 1965) is invergelijking met die van de MULO voor beidegeslachten sterk verslechterd, maar wel hetsterkst voor de vrouwelijke leerlingen. Dehoge positie van de MMS in de generatie 1953bij vrouwelijke leerlingen is in de generatie1965 gedaald tot die van de HAVO voor beidegeslachten. Al deze resultaten lijken in strijdmet de vermindering van geslacht-specifiekeschooliypen-hypolh&st ter verklaring van hetinlopen van de onderwijsachterstand doormeisjes. Opvallend is de snelle daling van depositie van het middelbaar beroepsonderwijsvoor de vrouwelijke leerlingen in de generatie1965 vergeleken met die in de
generatie 1953.Blijkbaar heeft het middelbaar beroepsonder-wijs met zijn vele geslacht-specifieke studie-richtingen in zijn korte varianten zich ontwik-keld tot een voor vrouwelijke leerlingenminder succesvol schooltype. Dit laatste lijktook in strijd met de vermindering van degeslacht-specifieke schooltypen-hypothese.Tenslotte is de relatieve positie van het VWOin de generatie 1965 voor vrouwelijke leerlin-gen hoger dan die van hun vrouwelijke leerlin-gen uit de generatie 1953, terwijl die voor demannelijke leerhngen in beide generaties nau-welijks verschilt. Alleen dit resultaat betekentsteun aan de vermindering geslacht-specifiekeschooltypen-hypothese. Tabel 4 De gestandaardiseerde schaalwaarden van de variabele niveau na vijfjaar voortgezet onderwijs per generatie en geslacht generatie 1953 generatie 1965 categorieën vrouw man vrouw man lager onderwijs -0,24 -0,24 -0,30 -0,32 voortgezet lager onderwijs -0,08 -0,07 - - lager
beroepsonderwijs -0,47 -0,53 -0,38 -0,51 mulo/mavo 0,08 0,12 -0,16 -0,06 mms/havo 0,40 0,21 0,25 0,24 middelbaar beroepsonderwijs 0,03 0,01 -0,24 -0,03 vhmo/vwo 0,53 0,60 0,64 0,60 Pedagogische Studiën 13 3
? Tabel 5 De vrij geschalte gestandaardiseerde effecten in het schoolloopbaanmo-del, gesplitst per cohort en geslacht, alsmede de verklaarde varianties enindicatoren voor de mate van het passen van het analyse model effecten generatie 1953 generatie 1965 man vrouw man vrouw urbanisatie-jaar -.03* -.12 .00* .06 urbanisatie-prestatie .07 .05* .06 .06 provincie-jaar -.07 .03* -.01* -.01* provincie-prestatie .06 .05* .09 .12 beroep vader-jaar .00* .02 .07 .08 beroep vader-prestatie .17 .11 .10 .07 beroep vader-advies .09 .09 .12 .07 beroep vader-keuze .01* .08 .05 .02* beroep vader-niveau .06 .05 .08 .02* opleiding vader-jaar .07 .06* .10 -.01* opleiding vader-prestatie .08 .14 .08 .11 opleiding vader-advies .04* .07 .09 .09 opleiding vader-keuze .08 .09 .04 .07 opleiding vader-niveau .01* .04* .00* .08 opleiding moeder-jaar .03* .05* .03 .08 opleiding moeder-prestatie .04* .08 .12 .12 opleiding moeder-advies .05 .07 .04 .06 opleiding
moeder-keuze .06 .03* .03* .02* opleiding moeder-niveau .04* .08 .05 .05 werken moeder-jaar -.03* -.03* -.06 .04* werken moeder-advies .03* .00 .05 .01* werken moeder-niveau .00* -.05 -.04 .00* kindertal-jaar .05* .11 -.02* .01* kindertal-prestatie .08 .04* .08 .03* kindertal-advies .08 .02* .06 .05 kindertal-keuze .03* .07 -.01* .00* jaar-prestatie .17 .12 .17 .02* jaar-advies .12 .09 .10 .03* jaar-keuze .04 .04 .07 .03 jaar-niveau .04 .07 .09 .06 prestatie-advies .57 .60 .53 .55 prestatie-keuze .25 .23 .15 .19 prestatie-niveau .14 .19 .15 .16 advies-keuze .49 .49 .66 .62 advies-niveau .27 .24 .20 .24 keuze-niveau .34 .31 .40 .37 R2jaar .01 .03 .03 .02 prestaties .13 .11 .13 .108 advies .46 .48 .44 .39 keuze .54 .57 .68 .62 niveau .51 .53 .56 .55 Chi2 = 29.1; Vrijheidsgraden = 36;P = 79; Wortel gemiddelde residu = .01. *= niet-significante coëfïiciënt (p<.05). Onderstreepte effecten verschillenniet tussen de vier deelpopulaties. Vet gedrukte
coëfficiënten hebben grotegestandaardiseerde residuen in een LISREL model met gelijke effecten in devier deelpopulaties. Pedagogische Studiën 13 3
? 3.3 LIS REL analyses De gestandaardiseerde schaalwaarden ge-bruik ik om vier correlatie matrices met een zohoog mogelijke eigenvalue op de eerste dimen-sie 'schoolsucces' te berekenen teneinde metbehulp daarvan de LISREL analyses uit tevoeren. Het doel van de eerst reeks LISREL ana-lyses is het vaststellen van het schoolloop-baanmodel dat goed bij de data van de vierdeelpopulaties past. Effecten die in geen vande vier deelpopulaties significant waren zijn inde LISREL analyses op nul gezet, maar deoverige effecten zijn vrij gelaten. Het resultaatvan deze eerste reeks LISREL analyses is inTabel 5 weergegeven. Bij de interpretatie vande coëfficiënten dient bedacht te worden datde variabelen zodanig herschaald zijn metbehulp van de HOMALS-procedure dat bijalle de hoogste waarde een positieve betekenisheeft voor een succesvolle schoolloopbaan.Hoewel verleidelijk, is het heel gevaarlijk ommet het blote oog vast te stellen of
deze gestan-daardiseerde effecten significant van elkaarverschillen. LISREL kent een wiskundigeprocedure die in staat stelt de significantie vande verschillen tussen de coëfficiënten vast testellen. Men kan namelijk bepaalde beperkin-gen, die voortvloeien uit de hypothesen, aanhet model opleggen en berekenen in hoeverredeze beperkingen passen bij de data. De besteindicator van deze mate van passing is de chi^.Door de chi^ van een model met beperkingente vergelijken met de chi^ van een model zon-der beperkingen heeft men een scherpe indica-tor van de mate waarin de beperkingen (en dusde hypothesen) overeenstemmen met de data.De eerste beperking die ik in de volgendeLISREL analyse toepas, veronderstelt dat alleeffecten tussen de vier deelpopulaties niet sig-nificant verschillen. Voor de hypothesen bete-kent deze beperking dat ze geen van alle goedzijn, want alle hypothesen veronderstellenveranderde effecten. De chi^ van dit
model metgelijke effecten is 270.0 bij 144 vrijheidsgra-den. Dit model past slecht bij de data (p < .001)en het verschil met het model met vrije coëffi-ciënten (Tabel 5) is significant (chi2 = 240.9;df=108; p<.001). De volgende stap is metbehulp van deze wiskundige procedure vanLISREL vaststellen welke effecten significanttussen de vier deelpopulaties verschillen.Allereerst heb ik alle effecten die in drie deel-populaties grote gestandaardiseerde residuen(een groot residu geeft aan dat het verschiltussen de opgelegde beperking en de dataaanzienlijk is) kennen, vrij gelaten. Dit leiddetot een verbetering van de chi^ (195.7) bij 126vrijheidsgraden maar de mate van het passenbij de data was nog steeds slecht (p < .001) enhet verschil met het model met de vrije coëffi-ciënten is nog steeds significant (chi2= 166.6;df = 90; p < .001). Vervolgens heb ik alle effec-ten met grote gestandaardiseerde residuen intwee deelpopulaties vrijgelaten. Dit leidt toteen
verdere verbetering van de chi^ (95.9) diebij 84 vrijheidsgraden een redelijke mate vanpassing oplevert (p =. 18). Het verschil met hetmodel met de vrije coëfficiënten is echter nogte groot om dit model te accepteren (chi^= 86.8; df=48; p<.005). Tenslotte heb ikdaarom ook alle effecten met grote residuen inéén deelpopulatie vrijgelaten. De chi^ wordt57.1 bij 54 vrijheidsgraden (p = .36), waarbijhet verschil met het model met vrije coëfficiën-ten (chi2 = 28.0; df= 18; p> .05) niet meer sig-nificant is. In Tabel 5 is aangegeven welkeeffecten tussen de vier deelpopulaties niet ver-schillen (onderstreepte relaties) en welke coëf-ficiënten grote residuen hebben in het modelmet de gelijke effecten (vet gedruktecoëfficiënten). Met deze informatie van Tabel 5 kunnen deeerder geformuleerde hypothesen bevestigd ofverworpen worden. 1. Mach tshalans veranderingDe effecten van het al dan niet werken van demoeder zijn overeenkomstig de
machtsbalans-verandering-hypothese bij de meisjes in degeneratie 1965 iets positiever dan in de genera-tie 1953 (jaar: van -.03 naar -I- .04; niveau: van-.05 naar .00), terwijl bij de jongens dezeeffecten eerder meer negatief worden (jaar:van -.03 naar -.06; niveau: van .00 naar -.04).De sterkte van deze effecten is echter in de vierdeelpopulaties gering. De effecten van deopleiding van de moeder veranderen niet over-eenkomstig de machtsbalansverandering-ver-klaring. Weliswaar is het effect van de oplei-ding van de moeder in de generatie 1965 in eenenkel geval wat groter dan in generatie 1953,maar in dat geval doet dit verschijnsel zich bijbeide geslachten even sterk voor. De meesteeffecten verschillen echter niet of niet systema-tisch tussen de vier deelpopulaties. Een soortgelijk verschijnsel zien wij bij deverschillen tussen de effecten van het beroepvan de vader en van de opleiding van de vader. Pedagogische Studiën 13 3
? In een enkel geval is dat effect kleiner voor degeneratie 1965 in vergelijking met de generatie1953 (beroep vader-prestatie; opleiding vader-keuze), maar dit verschijnsel treedt bij beidegeslachten even sterk op. Bovendien zijn demeeste effecten van vaders beroep op deschoolloopbaan van de jongens van de genera-tie 1965 juist sterker dan die van de generatie1953, maar zijn de overeenkomstige effectenvan vaders beroep op de schoolloopbaan vande meisjes van de generatie 1965 juist zwakkerdan die van de generatie 1953. Hoewel dezeontwikkeling niet direct in de machtsbalans-verandering-verklaring verondersteld wordt,ondersteunt deze ontwikkeling de machtsba-lans-verklaring wel gedeeltelijk. Uit dezeresultaten blijkt dat meisjes zich in jongeregeneratie meer aan de invloed van de vaderweten te onttrekken: vader is minder domi-nant geworden, overeenkomstig de machtsba-lansverandering-verklaring. Echter, dit
lijktvergezeld te worden door een toenemendeinvloed van de vader op de zonen in de jongstegeneratie, wat niet door de machtsbalansver-andering-verklaring verondersteld wordt. Demeeste effecten van de opleiding van de vaderverschillen niet of niet systematisch tussen dedeelpopulaties. Samenvattend: de empirische steun aan eenmachtsbalansverandering tussen volwassenmannen en vrouwen ter verklaring van deverdwenen onderwijsachterstand van meisjesis in de resultaten van Tabel 5 niet groot ennogal ambivalent. 2. Gezinsgrootte Het effect van gezinsgrootte op de schoolloop-baan is in de generatie 1953 slechts in twee vande vier gevallen groter dan dat bij jongens uitdezelfde generatie (jaar; keuze). In de tweeandere gevallen is het effect van gezinsgroottejuist groter bij jongens. Bovendien gaat het indie laatstgenoemde gevallen juist om effectenop belangrijke beslispunten in de schoolloop-baan (prestatie; advies). Het
effect van gezins-grootte op jaar is overeenkomstig de hypo-these in de generatie 1965 lager en dezeverlaging is voor jongens minder groot (.07)dan bij meisjes (.10), overeenkomstig degezinsgrootte-verklaring. Ook bij keuze zienwij een minder sterke verlaging bij jongens(.04) dan bij meisjes (.07). De effecten vangezinsgrootte op prestatie en advies zijn ech-ter, in strijd met de gezinsgrootte-verklaring,niet lager in de generatie 1965 dan in de genera-tie 1953. Samenvattend: de empirische steun aan eenverandering van de gezinsgrootte ter verkla-ring van de verdwenen onderwijsachterstandvan meisjes is in de resultaten van Tabel 5 welaanwezig, maar niet erg krachtig en zeker nieteenduidig. 3. Meritocratie Er zijn twee duidelijk toegenomen effecten dieerop wijzen dat de Mammoetwet een merito-cratiserend effect heeft gehad: de effecten vanadvies op keuze en van keuze op niveau liggenin de generatie 1965 duidelijk hoger dan die
inde generatie 1953. Echter de toename ver-schilt, in strijd met de meritocratie-verklaring,nauwelijks voor jongens en meisjes (resp. .17versus .13 en .06 versus .06). Bovendien zijndrie effecten in de vier deelpopulaties gelijk,wat ook in strijd is met de meritocratie-verkla-ring. Ten slotte neemt één effect nog af (pres-tatie op advies) en doet dat voor beide geslach-ten even sterk (resp. .04 en .05). Samenvattend: de empirische steun aan eengegroeide meritocratie, o.a. als gevolg van deMammoetwet, ter verklaring van de verdwe-nen onderwijsachterstand van meisjes is in deresultaten van Tabel 5 afwezig. 4 Discussie In Figuur 2 zijn de resultaten van de gemaakteanalyses kort samengevat. Het resultaat lijkt voor de machtsbalansve-ranfiferwg-hypothese positief. Het is echterniet de toegenomen invloed van de kenmerkenvan de moeder op de schoolloopbanen vanhaar dochters die het verdwijnen van hunonderwijsachterstand verklaart,
maar juist deafgenomen invloed van de kenmerken van devader op de schoolloopbanen van met namezijn dochters. Met andere woorden: niet hettoenemen van de macht van de moeder maarhet afnemen van de macht van de vader in hetgezin kan een correcte verklaring zijn voor hetinlopen van de onderwijsachterstand vanmeisjes. Het is echter opvallend dat -dezemachtsafname zich lijkt te beperken tot devaderlijke invloed op zijn dochters. De vader-lijke invloed op de schoolloopbaan van zijnzonen neemt in het geheel niet af, eerder hettegendeel. Dit laatste resultaat ondermijnt eenvolledige omhelzing van de machtsbalansve-randering-hypothese omdat deze geen verkla- Pedagogische Studiën 13 3
? Hypothese MachtsbalansveranderingMoeders meer invloedVaders minder invloedGezinsgrootte afnameMeritocratie Geslacht-specifieke schooltypen Tabel 3 Tabel 4 Tabel 5 - +- + + n.v.t. n.v.t.n.v.t.n.v.t. n.v.t.- + n.v.t. + = bevestiging van hypothese; - = verwerping van hypothese; n.v.t. = geentoetsing van hypothese Figuur 2 Samenvatting van de resultaten, uitgesplitst per hypothese ring lijkt te kunnen geven voor het constanteeffect van de vaderlijke kenmerken op deschoolloopbaan van zijn zonen. Het resultaat is voor de gezinsgrootte-hypothese gemengd. De verandering in effec-ten is overeenkomstig de hypothese, maar debetekenis van de variabele gezinsgrootte in deschoolloopbaan van meisjes en jongens iskleinen constant. Het resultaat is voor de meritocratie-hypo-these negatief. De analyses tonen inderdaadaan dat de Mammoetwet geleid heeft tot eenmeritocratisering van de schoolse selectie-processen, maar de analyses laten ook
duide-lijk zien dat dit voor jongens en meisjes nietverschilde en dus niet het inlopen van deonderwijsachterstand door meisjes kanverklaren. Het resultaat is voor de geslacht-specifiekeschooltypen hypothese hoofdzakelijk negatief.Op één ondersteunend resultaat na wijzen deuitkomsten niet op een versterking van depositie van de niet-geslacht-specifieke school-typen in vergelijking met de geslacht-speci-fieke typen. Al met al zijn de resultaten van dit artikelnegatief. Twee hypothesen die het inlopen vande onderwijsachterstand door meisjes zoudenkunnen verklaren moeten verworpen worden.Ook zij kunnen evenals nog steeds populairein de inleiding genoemde verklaringen niet detoets van de empirische kritiek doorstaan.Alleen de verklaring van een veranderdemachtsbalans binnen het gezin, gemeten metde afgenomen invloed van de vaders op deschoolloopbaan van hun dochters, wordtdoor de resultaten ondersteund. Ook een ver-minderd
effect van de gezinsgrootte kan bijge-dragen hebben tot een vermindering van deonderwijsachterstand van meisjes. Betwijfeld moet echter worden of deze tweeverklaringen voldoende kracht hebben om hetnu nog steeds stijgend opleidingsniveau vanmeisjes afdoende te verklaren. Mogelijk moetde verklaring niet gezocht worden in de veran-dering van allerlei externe effecten op deschoolloopbaan van meisjes (arbeidsmarkt-deelname, jongens- en meisjesscholen, tweedefeministische golf, geslacht-specifieke oplei-dingen, meritocratisering) maar in een veran-dering van onderdelen van de rol van devrouw in de moderne samenleving. Deze ver-andering in de vrouwenrol kan wellicht hetbest omschreven worden als de aanvaardingvan de opvatting dat het volgen van zoveelmogelijk onderwijs vrouwen niet behoefde afte houden van hun primaire vrouwelijketaken: de feitelijke zorg voor het huishoudenen de private sfeer die nog steeds rust bij
devrouwelijke partner (Sociaal en CultureelRapport, 1988, p. 468 e.V.). Toen deze ideolo-gische barrière verdween, waren er geenandere materiële belemmeringen meer voorvrouwen om veel onderwijs te volgen overeen-komstig hun mogelijkheden". Wel vloeien uitde zorg voor het huishouden en de privatesfeer door de vrouw voorwaarden voort metbetrekking tot de richting van het gevolgdeonderwijs. Die richting moet aansluiten bij demogelijkheden die de zorg voor het huishou-den en de private sfeer bieden. Dit leidt tot eenbepaalde voorkeur voor studierichtingen,vakkenpakketten, e.d. die nauwelijks kanafwijken van traditionele voorkeuren. Samenvattend: niet de verandering vanallerlei externe effecten op de schoolloopbaanvan meisjes maar de herdefiniëring van devrouwenrol op het punt van het nut van hetonderwijs voor het uitoefenen van de vrouwe-lijke taken in het huishouden en de privatesfeer zou zowel het verdwijnen van de
verticaleals het instandhouden van de horizontaleonderwijsverschillen goed kunnen verklaren.Uiteraard moet deze verklaring nog op een mij Pedagogische Studiën 13 3
? nog onbekende wijze getoetst worden'". Noten 1. Hier Ican tegenin gebracht worden dat weliswaarde arbeidsmarktparticipatie van vrouwen in debetrokken periode niet is toegenomen maar datwel het niveau van door hen bezette banen isgestegen. Met name het aantal vrouwelijkeemployees en de aantallen vrouwen werkzaam inde beroepstakken vakspecialisten en administra-tieve beroepen zijn in deze periode toegenomen(zie Berends & Boelmans-Kleinjan, 1979: p. 98).Deze niveaustijging zou de dochters gestimu-leerd kunnen hebben om onderwijs te gaan zienals een ook voor hen nuttige investering. Boven-dien toonde Dronkers (1987) aan dat het niveauvan het werk dat de moeder buitenshuis verrichteen positief effect heeft op de schoolloopbaanvan haar kinderen. Hij vond echter geen verschil-lend effect van het niveau van moeders baan ophaar zoon of dochter. Dit blijft echter een nognader uit te zoeken mogelijkheid.
2. Bakker en Schouten (1990) presenteerden eenvergelijking van drie generaties leerlingen (gebo-ren rond 1953, 1965 en 1971), wat een verdereverbetering van de reeds gemaakte vergelijkin-gen van schoolloopbanen is. Hun conclusieswijken niet af van die van de genoemde ouderestudies, of het moest zijn dat het bereikte onder-wijsniveau van meisjes in de jongste generatienog hoger is dan dat van jongens. Bakker enSchouten onderzoeken in hun artikel niet deverandering in de interactie tussen geslacht enandere schoolloopbaanvariabelen, iets wat in ditartikel juist centraal staat. Bovendien beschik-ken zij over iets minder onafhankelijkevariabelen. 3. Het is te gemakkelijk om te zeggen dat de veran-dering van de machtsbalans in het gezin veelsubtieler toe gaat dan hier wordt veronderstelden dat derhalve de gestelde hypothese nietgetoetst kan worden. Maar indien deze machts-balansverandering zo subtiel is dat de effectenvan
kenmerken van ouders op de schoolloopba-nen van hun kinderen onveranderd zijn, is eenmogelijke machtsbalansverandering een nietrelevante verklaring voor de verbetering van deonderwijskansen van meisjes geworden, omdatdan niet duidelijk is via welke relevante proces-sen de machtsbalansverandering de schoolloop-banen van jongens en meisjes heeft beïnvloed. 4. Er zijn 7 categorieën: grote steden; middelgrotesteden 50.000-100.000 inwoners; middelgrotesteden 30.000-50.000 inwoners; kleine steden;plattelandsstadjes; verstedelijkt platteland;platteland. 5. De CBS sociaal-milieu-indeling: geen of onbe-kend; ongeschoolde arbeider; geschoolde arbei-der; lager employés; zelfstandige middenstand;zelfstandige boeren en tuinders; middelbareemployés; hogere employés en vrije beroepen. 6. Ingedeeld op grond van de CBS StandaardOnderwijs Indeling: lagere school of vglo, al danniet aangevuld met cursussen; lager
beroepson-derwijs; ulo of mulo; middelbaar beroepsonder-wijs; mms of vhmo; hoger beroepsonderwijs;wetenschappelijk onderwijs. 7. Alleen huishouden heeft een score I; buitenshuiswerken heeft een score 2. 8. Beide ingedeeld in een overeenkomstig gestan-daardiseerde schaal met normaal verdeling. 9. Vijf categorieën vglo; lbo; ulo of mavo; mms ofhavo; vhmo of vwo. 10. De volgende categorieën zijn gebruikt: geenvoortgezet onderwijs; vglo; lbo; ulo of mavo;mms of havo; vhmo of vwo. Voor de leerlingen inhet SMVO cohort is dit bepaald op grond van hetgekozen type in het tweede leerjaar. Indien dannog combinatie-klassen voorkwamen, is de leer-ling gecodeerd overeenkomstig het hoogste typein die combinatie. 11. Er zijn 7 categorieën: lagere school; vglo; lbo; uloof mavo; mms of havo; mbo; vhmo of vwo.Leerlingen zijn gecodeerd op grond van hunhoogste diploma. Indien de leeriing na 5 jaar nogvoortgezet onderwijs volgt, is hij
of zij op datniveau gecodeerd. 12. Diegenen die menen dat hier een onnodige tech-niekendoos wordt opengetrokken, wil ik eropwijzen dat deze methode door de Franse socio-loog Bourdieu gebruikt wordt om zijn 'champ'vast te stellen. 13. Discriminatiemaat is de item-totaal correlatievan de variabele met de betrokken dimensie inhet kwadraat. 14. Eigenvalue van de dimensie is het percentage vande totale variantie verklaard door die dimensie. 15. De tweede dimensies uit deze vier HOM ALSanalyses waren minder duidelijk. Tot op zekerehoogte werden in deze tweede dimensies middel-matig presterende leerlingen geplaatst tegenovergoed of slecht presterende leerlingen. Datmaakte deze tweede dimensies vanuit mijn pro-bleemstelling niet interessant. Derhalve heb ikdaarmee niet verder gewerkt. 16. Gestandaardiseerde schaalwaarden in plaatsvan de meer gebruikelijke ongestandaardiseerdeschaalwaarden omdat de eerstgenoemde
gecor-rigeerd worden voor de relatieve omvang van decategorie. HOMALS neigt slecht gevulde cate-gorieën een extreme ongestandaardiseerdeschaalwaarde te geven, ten dele op grond vanhun slechte vulling. 17. Dit belang van de ideologische barrière voormeisjes kan dan ook het verschil verklaren tussenhet snelle inlopen van onderwijsachterstanddoor meisjes en de blijvende kloof tussen deonderwijskansen van kinderen uit verschillendesociale milieus. Bij meisjes was er alleen de ideo- Pedagogische Studiën 13 3
? logische barrière die hen scheidde van dejongens, bij kinderen uit de lagere sociale milieusbleven ook na het opruimen van de ideologischebarrière (onderwijs is niet voor ons soort men-sen) nog steeds de materiële, culturele en biologi-sche hindernissen tussen hen en de kinderen uitde hogere milieus. 18. Een degelijke herdefiniëring van de vrouwenrolbegon reeds in de jaren vijftig, zowel in deconfessionele pedagogiek (Perquin, de plei-dooien voor co-educatie) als in het recht(afschaffing ontslag ambtenares bij huwelijk;handelingbekwaamheid van de gehuwdevrouw). Deze ideologische veranderinggebeurde onder invloed van de Tweede Wereld-oorlog, toen vrouwen meer dan gebruikelijktaken buiten het huishouden en de private sfeerop zich kregen. Daar kwam bij dat met de groeivan de welvaart kennis van de fysieke zorg voorhuishouden en de private leefsfeer minder nodigwerd omdat de produkten van die fysieke zorgsteeds gemakkelijker
en goedkoper bereid kon-den worden met huishoudmachines of buitens-huis gekocht konden worden. Ten slotte gingdoor de verwetenschappelijking van de samenle-ving cultureel kapitaal, verworven door hetonderwijs, een steeds belangrijker rol spelen,ook in het handhaven van het huishouden en deprivate leefsfeer (voor een meer evenwichtigerelatie met partner(s); voor de goede opvoedingkinderen, die steeds langer en veeleisender werd;voor de strijd tegen de verbureaucratisering vande zorg van verwanten; nuttige tijdbestedingvoor, tijdens en na de periode met zorg voorkinderen; als verzekering tegen calamiteiten alshet overlijden van de partner of echtscheiding). Literatuur Bakker, B., J. Dronkers & H. Schijf, Veranderin-gen in individuele schoolloopbanen tussen1959 en 1977 in de stad Groningen. Mens enMaatschappij, 1982,57, 253-266. Bakker, B. F. M. & S. P. Schouten, Trends inonderwijskansen. Een vergelijking van de over-gang
naar het voortgezet onderwijs van degeneraties geboren rond 1953, 1965 en 1971,Voorburg: Centraal Bureau voor de Statis-tiek, Paper voor het Congres Vrouwen/Man-nen; Sociaal-Wetenschappelijke Studiedagen1990.19 en 20 april 1990, Amsterdam. Berends, A. B. & A. C. Boelmans-Kleinjan,Beroepsarbeid door vrouwen in Nederland,Den Haag: Staatsuitgeverij, 1979. Bosma, H., J. Dronkers & J. Hagenaars, Theconsequences of educational reform; changesin educational attainmentprocesses of pupils atsecondary schools. The use of the loglinearprocedure, Tilburg: Working paper 39, Department of sociology, Tilburg Universiteit,Paper presented at the Utrecht-Universityconference of the I.S.A., research committeeSocial Stratification and Mobility, 26-29april 1989. Centraal Bureau voor de Statistiek, Schoolloop-baan en herkomst van leerlingen bij het voort-gezet onderwijs; cohort 1977, schoolkeuze.Den Haag: Staatsuitgeverij, 1982. Diederen,
J., De keuze van een beroep. Van jaartot Jaar Derde fase: Een onderzoek naar deschool- en beroepsloopbaan en naar de bete-kenis van beroepsarbeid van jongens en meisjesdie in 1965 het lager onderwijs verlieten, Nij-megen: Instituut voor Toegepaste Sociologie,1983. Dronkers, J., Een empirisch onderzoek naar deeffecten van betaalde beroepsarbeid doorvrouwen op de schoolloopbaan van hun kin-deren. Pedagogische Studien, 1987, 64,277-284. Dronkers, J., Schoolkenmerken en individueleprestaties. In: P. Vogel, G. Bergenhenegou-wen, H. Kleijer, G. W. Meijnen & A. A. Wes-selingh (Eds.), De school: keuzen en kansen.Onderwijssociologische studies. Muiderberg:Coutinho, 1989a. Dronkers, J., Veranderingen in samenleving eneconomie en de groei van de onderwijsdeel-name sinds 1960. Comenius, 1989b, 9, 47-72. Dronkers, J. & H. Bosma, The consequences ofeducational reform for the unequal educatio-nal opportunities of children
of differentsocial classes in secondary schools. Zeit-schrift für Sozialisationssforschung und Erzie-hungssoziologie, 1990,10, 268-278. Faasse, J. H., B. Bakker, J. Dronkers & H.Schijf, Voor en na de Mammoet; een vergelij-king van individuele schoolloopbanen in hetvoortgezet onderwijs in Noord-Brabant vooren na de invoering van de Mammoetwet.Mem en Maatschappij, 1986,61, 75-94. Ganzeboom, H. B. G. & P. M. de Graaf, Inter-generationele opleidingsmobiliteit in Neder-land van geboortecohorten 1891-1960. SocialeWetenschappen, 1989a, 32, 263-278. Ganzeboom, H. B. G. & P. M. de Graaf, Veran-deringen van onderwijskansen in Nederlandtussen 1900 en 1980. In: I. Gadourek & J. L.Peschar (Eds.), De open samenleving; socialeveranderingen op het terrein van geloof, huwe-lijk, onderwijs en arbeid in Nederland. Deven-ter: Van Loghum Slaterus, 1989b. Gifi, A., Nonlinear Multivariate Analysis, Lei-den: Department of Datatheory,
Universityof Leiden, 1981. Graaf, P. M. de, Inter- en intragenerationeleberoepsmobiliteit. Mens en Maatschappij,1989,64, 384-404. Pedagogische Studiën 13 3
? Grecnacre, M. J., Theory andappUcation of cor-respondance analysis, New York: AcademiePress, 1984. Jong, U. de, Inequality in school career: genderand class, different prohlems, different solu-tions, Amsterdam: Vrije Universiteit, Papervoor het Xde wereldcongres over de sociolo-gie te Mexico City, augustus 1982. Meesters, M., J. Dronkers & H. Schijf, Verande-rende onderwijskansen? Een derde voorbeelden afrondende conclusies. Mens en Maat-schappij, 1983,58, 5-27. Peschar, J. L., Zo vader-zo zoon, zo moeder-zodochter? Vergelijkende analyses naar de pro-cessen van statusverwerving en onderwijsmohi-liteit in Nederland. Hongarije en Polen, Lisse:SwetsenZeitlinger, 1987. Putte, B. van den, Individual and subgroup ana-lysis: jive substantive examples, Amsterdam:Sociometrie Research Foundation, 1989. Saris, W. E. & L. H. Stronkhorst, Causalmodel-ling in nonexperimental research,
Amsterdam:Sociometrie Research Foundation, 1984. Sociaal en Cultureel Planbureau, Sociaal en cul-tureel rapport 1988, Alphen aan de Rijn: Sam-som, 1988. Vrooman, J. C. & J. Dronkers, Changing educa-tional attainment processes: some evidencefrom the Netherlands. Sociology of Educa-tion, 1986,59,69-78. Waal, M. S. de. Meisjes: een wereld apart. Eenetnografie van meisjes op de middelbareschool, Meppel: Boom, 1989. Willemse, P., Overleving in de bovenstroom vanhet voortgezet onderwijs: veranderde milieu-effecten voor jongens en meisjes. Tijdschriftvoor Onderwijsresearch, 1987,12, 329-343. Curriculum vilae J. Dronkers (1945) studeerde sociologie aan deVrije Universiteit te Amsterdam en werd na zijnafstuderen in 1969 wetenschappelijk medewer-ker voor de onderwijsvernieuwing aan de subfa-culteit sociaal-culturele wetenschappen aan deVrije Universiteit. Hij was van 1973 tot 1976stafmedewerker
van het college van bestuur vande Vrije Universiteit. Hij was van 1976 tot 1986coördinator van de sectoren 'onderzoek vanonderwijs' en 'sociologie' van SISWO. Vanaf1986 tot 1990 was hij universitair hoofddocentonderwijssociologie aan de Katholieke Univer-siteit Brabant. Vanaf 1990 is hij buitengewoonhoogleraar onderwijskunde (in het bijzonderstratificatie en mobiliteitsvraagstukken) aan deFaculteit der Pedagogische, Andragogische enOnderwijskundige Wetenschappen van de Uni-versiteit van Amsterdam en programmaleidervan de groep 'wisselwerking tussen onderwijs enarbeid' van SCO. Ook was hij in 1990-1991 gast-hoogleraar bij het Post-doctoraal Instituut voorde Sociologie aan de Universiteit vanAmsterdam. Adres: J. Dronkers, SCO, Grote Bickersstraat72,1013 KS Amsterdam. Manuscript aanvaard 15-1- '91 Summary Dronkers, J. 'Did attainment in secondary education of girls improve by educational
reform or by changesin the family structure?' Pedagogische Studiën, 1991,68,125-138. Earlier research showed that an increase in labor-market participation by women, co-education or thesecond feminist wave do not explain the disappearance of the arrears in educational attainment of Dutchgirls since the fifties. Four other explanations of this disappearance are tested: decrease in family-size,change of the balance of power in family, decrease in one-gender schools and increase of meritocracy.These explanations are analyzed with national longitudinal data of the primary and secondary schoolcareers of two cohorts of Dutch pupils: the first, born around 1953 which attended the not-reformedsecondary education; the second, born around 1965 which attended reformed secondary education. Maleand female pupils of both cohorts are separately analyzed with HOMALS and LISREL. The explanationsof the change of
balance of power in the family or decrease in family-size are only partially supported. Theexplanations of decrease in one-gender schools or increase in meritocracy are not supported by the results. Pedagogische Studiën 13 3
