Zullen wij voor de kinderen bij elkaar blijven? De veranderende effecten van eenoudergezinnen op de schoolloopbanen van de kinderen

Zullen wij voor de kinderen bij elkaar blijven? De veranderende effecten van eenoudergezinnen op de schoolloopba­ nen van de kinderen J. Dronkers*

Summary Shall we stay together because o f the children? The changing effects o f one-parent fa m ­ ilies on the educational attainment o f their children Using a large data-set on educational attainment in the Netherlands during the late 8 0 ’s this article analyzes the effects o f the different form s o f one-parent fam ilies on the educational attainment o f their children. Children living in one-parent fam ilies attain lower educational levels at the start o f secondary education com pared to children living in two-parents fam ilies, after controlling fo r background variables. However, differ­ ences between the educational attainment o f children living in one-parent fam ilies and those living in two-parents fam ilies are relatively minor com pared to the influential variable parental education. The negative effects o f one-parent fam ilies headed by the father are larger then those o f one-parent fam ilies headed by the mother. Com pared to the negative effect o f one-parent fam ilies on educational attainment in the late 7 0 ’s, the negative effect o f the mother fam ily in the late 8 0’s has increased.

1. Inleiding Het aantal eenoudergezinnen is sinds de Tweede Wereldoorlog sterk gestegen. * Dit artikel is een van de produkten van het project ‘De bijzondere plaats van kinderen van al­ lochtonen, werklozen, arbeidsongeschikten, eenoudergezinnen en tweeverdienersgezinnen bij de overgang basisonderwijs-voortgezet onderwijs’ dat door de Stichting Centrum voor Onder­ wijsonderzoek (SCO) van de Universiteit van Amsterdam is uitgevoerd in opdracht van het In­ stituut voor Onderwijsonderzoek (SVO) in Den Haag (project 0509). Verschillende SCO medewerk(st)ers, R. Bosman (RUG) en de redactie van Mens & Maatschappij dank ik voor hun com­ mentaar op eerdere versies. Correspondentie over dit artikel richten aan J. Dronkers, SCO, Grote Bickersstraat 72, 1013 KS Amsterdam, tel: 020-5550327. Mens en Maatschappij, 67e jaargang, nr. 1, februari 1992

23

Tegelijkertijd is er een verschuiving opgetreden in de ontstaansreden van het eenoudergezin. In 1947 ontstond 47% van de eenoudergezinnen door overlijden van een der huwelijkspartners, 31% door echtscheiding en 9% door ongehuwde moeders; in 1985 zijn deze verhoudingen: 17% door overlijden, 53% door scheiding en 15% door ongehuwde moeders. Dit betrof bovenal ontwikkelingen in het aantal eenoudergezinnen met een vrouw aan het hoofd (zgn. moedergezinnen). Hoewel het absolute aantal eenoudergezinnen met een vader aan het hoofd (zgn. vadergezinnen) ook groeide in de periode 1947-1985, was de groei van het aantal moedergezinnen het grootst, vooral door echtscheiding en ongehuwd moederschap. 1 Na een periode van euforie over de versoepeling van de huwelijkswetgeving waardoor echtscheiding en ongehuwd moederschap minder nadelige juridische en economische gevolgen kregen, ontstond ongerustheid over deze groei van het aantal eenoudergezinnen, vooral wanneer daar jonge kinderen bij betrokken waren. Deze ongerustheid werd gevoed door twee bronnen. Het Nederlandse sociale-zekerheidsstelsel maakt het mogelijk dat eenoudergezinnen zonder een kostwinner of zonder (voldoende) alimentatie een uitkering kregen. Door de lage arbeidsmarktdeelname van moeders in eenoudergezinnen was de inkomenspositie van moedergezinnen zwak. De inkomenspositie van vadergezinnen was dankzij een hogere arbeidsparticipatie beter, maar ook die was nog steeds lager dan die van tweeoudergezinnen. Men begon te spreken van de 'feminisering van de mmoede' als gevolg van een te soepele huwelijkswetgeving en een te ruim stelsel van sociale zekerheid. Moedergezinnen werden een vast onderdeel van het rijtje 'zwakkeren in de samenleving', naast ongeschoolden, allochtonen en bejaarden. Deze zwakke positie van de eenoudergezinnen zou als gevolg van de herziening van het sociaal stelsel in de jaren tachtig nog verder verslechterd zijn. De tweede bron van ongerustheid over de groei van het eenoudergezin werd gevoed door het feit dat kinderen in een eenoudergezin onder minder gunstige omstandigheden opgroeien dan kinderen in tweeoudergezinnen. Daardoor zouden de nadelige gevolgen van echtscheiding niet beperkt blijven tot één generatie, maar zich over meerdere generaties uitstrekken. Slechte schoolprestaties, maar ook ander maatschappelijk minder gewenst gedrag (vandalisme), werden dan ook in de pers snel toegeschreven aan het eenoudergezin. Hoewel de argumenten voor de ongerustheid over de groei van eenoudergezinnen indrukwekkend zijn, wordt daarmee nog niet aangetoond dat het leven in een eenoudergezin op zichzelf ongunstig is voor kinderen. Moeders van eenoudergezinnen hebben een gemiddeld lager opleidingsniveau dan moeders in tweeoudergezinnen (Van Delft, 1988). Daardoor zullen de onderwijsprestaties van kinderen uit eenoudergezinnen lager zijn dan die uit tweeoudergezinnen, 24

zonder dat dit verschil een gevolg hoeft te zijn van het leven in een een­ oudergezin. Als men een correct beeld wil krijgen van de verschillen tussen de opvoedingssituatie in een- en tweeoudergezinnen is een systematische vergelij­ king van de levenskansen van kinderen uit een- en tweeoudergezinnen noodza­ kelijk, waarbij tegelijkertijd de overige verschillen tussen een- en tweeouder­ gezinnen worden gecontroleerd. In dit artikel wordt een dergelijke systemati­ sche vergelijking tussen de levenskansen van kinderen uit een- en tweeouder­ gezinnen gemaakt. De vergelijking is toegespitst op de onderwijsloopbaan van basisschoolleerlingen die in 1989 voor het eerst het voortgezet onderwijs betra­ den. Daarbij wordt een onderscheid gemaakt tussen vader- en moedergezinnen. Ook worden in dit artikel de schoolloopbanen van kinderen uit gezinnen met één ouder en een verzorg(st)er in de analyse betrokken teneinde de verschillen tussen een- en tweeoudergezinnen meer reliëf te geven. Ten slotte wordt in dit artikel een vergelijking gemaakt tussen het effect van het leven in eenouderge­ zinnen op de onderwijskansen van kinderen opgroeiend aan het eind van de jaren zeventig, met dat van kinderen opgroeiend aan het eind van de jaren tachtig. De inperking van deze systematische vergelijking tot de schoolloopbanen van de kinderen vloeit voort uit de beperkingen van de beschikbare data. De schoolloopbaan is echter een goede indicatie van het functioneren van gezin­ nen. Indien er in eenoudergezinnen extra opvoedingsgebreken bestaan, kan dat direct of indirect blijken uit het geringere succes van de kinderen op school. In­ dien in eenoudergezinnen geen grotere opvoedingsgebreken bestaan dan in tweeoudergezinnen (ook deze kennen zo hun gebreken) of indien op opvoe­ dingsgebreken in het eenoudergezin gecompenseerd worden door een aantal positieve kenmerken (bijv. het verdwijnen van het ouderlijk getwist), dan kan ook dat direct of indirect blijken uit een gelijk schoolsucces.

2. Eerder onderzoek en nadere probleemstelling Ondanks de ongerustheid over de groei van eenoudergezinnen wordt de eerste systematische Nederlandse vergelijking tussen de schoolprestaties van kinde­ ren uit een- en tweeoudergezinnen pas in 1982 gepubliceerd. Bosman en Louwes (1982) maakten voor deze secundaire analyse gebruik van het zogenaamde SMVO-cohort. Dit cohort is een steekproef getrokken door het CBS uit alle leerlingen die in 1977 voor het eerst aan het voortgezet onderwijs deelnamen (CBS, 1982). De conclusie uit deze vergelijking is duidelijk: ‘Kinderen uit een­ oudergezinnen ontwikkelen in mindere mate hun performale intelligentie, ver­ tonen lagere schoolprestaties, krijgen een lager advies en bereiken een minder hoog schoolniveau dan kinderen uit tweeoudergezinnen. De verschillen tussen Mens en Maatschappij, 67e jaargang, nr. 1, februari 1992

25

kinderen uit vadergezinnen en kinderen uit tweeoudergezinnen zijn echter niet zo groot als de verschillen tussen kinderen uit moedergezinnen en kinderen uit tweeoudergezinnen. In het eerste geval hebben we redelijk gecontroleerd op SES en inkomen, terwijl wat betreft de moedergezinnen de controle op deze factoren onvoldoende genoemd mag worden. ( ... ) Ook bij de vergelijking van kinderen uit vadergezinnen en kinderen uit tweeoudergezinnen vinden we ( ... ) verschillen ten nadele van kinderen uit vadergezinnen. Dit betekent dat, alhoewel SES, inkomen en daarmee samenhangende variabelen zeker een belangrijke rol spelen, niet alle geconstateerde verschillen daaraan kunnen worden toegeschreven'. In een tweede secundaire analyse van deze zelfde SMVO-data gingen Bosman en Louwes (1984) na of de verschillen tussen moedergezinnen en tweeoudergezinnen toegeschreven kunnen worden aan het al dan niet buitenshuis werken door de moeder. Dit bleek niet het geval. De beperkingen van de SMVO-data (geen informatie over het ontstaan van het eenoudergezin en haar kenmerken) leidden tot vervolgonderzoek, waarin alsnog de ontbrekende gegevens verzameld werden bij een steekproef uit het SMVO-cohort. De eerste conclusie uit dit vervolgonderzoek bevestigde die van het eerdere onderzoek: 'De kansen op een gunstige schoolloopbaan blijken voor kinderen uit moedergezinnen systematisch lager te zijn dan voor kinderen uit tweeoudergezinnen. Bovendien blijkt het effect met name betrekking te hebben op kinderen van gescheiden ouders' (Bosman & Louwes, 1988). In de tweede fase van het vervolgonderzoek onderzochten Bosman en Louwes (1989) systematisch twee mogelijkheden voor de totstandkoming van het effect van het moedergezin op de schoolloopbaan: 1. eenoudergezinnen worden meer blootgesteld aan factoren die nadelig zijn voor de schoolloopbaan van kinderen (distributie-effect). Bij controle voor deze factoren verdwijnt het verschil tussen de schoolloopbaan van kinderen uit een- en tweeoudergezinnen; 2. eenoudergezinnen zijn gevoeliger voor factoren die nadelig zijn voor de schoolloopbaan (interactie-effect). Deze factoren hebben een groter effect op de schoolloopbaan van kinderen uit eenoudergezinnen dan op die van kinderen uit tweeoudergezinnen. Het is ondoenlijk alle resultaten van het onderzoek van Bosman en Louwes (1989) weer te geven. Met het oog op de hier te presenteren analyse noem ik enkele belangrijke. De verschillen tussen de schoolloopbanen van kinderen uit moedergezinnen en tweeoudergezinnen kunnen (gedeeltelijk) door de volgende mechanismen verklaard worden: het emotionele beslag op moeder en kinderen door het wegvallen van de vader; een uitholling van de gezagsfunctie in het moedergezin; een grotere verantwoordelijkheid voor het huishouden van kinderen in moedergezinnen; een minder goede verstandhouding of problematische omgang met de vader; een nieuwe partner van de moeder; negatief zelf-

26

beeld en schuldgevoelens bij de moeder; een lager advies van de onderwijzer; de verslechterde inkomenspositie bij overgang van tweeoudergezin naar moe­ dergezin. De volgende mechanismen bleken de verschillen tussen de school­ loopbanen van kinderen uit moedergezinnen en tweeoudergezinnen niet te ver­ klaren: een permanente gezinsontwrichting door het wegvallen van de vader; de daling van het ontwikkelingspeil van het gezin door het wegvallen van de meestal hoger opgeleide vader; de overbelasting van de moeder (inclusief bui­ tenshuis werken); een geringere kwaliteit van de relatie tussen moeder en kind; een andere bejegening van kinderen uit moedergezinnen op school; slechte in­ komenspositie. Bodewes (1988) analyseerde op overeenkomstige wijze de verschillen in schoolloopbanen tussen kinderen uit vadergezinnen en tweeoudergezinnen uit het SMVO-cohort. De belangrijkste uitkomst uit deze analyse was dat het ver­ schil tussen de loopbanen in het voortgezet onderwijs van kinderen uit vader­ gezinnen en die van kinderen uit tweeoudergezinnen niet significant was. Wel kregen kinderen uit vadergezinnen significant lagere adviezen dan kinderen uit tweeoudergezinnen. Het belangrijkste bezwaar dat men tegen deze op zichzelf verdienstelijke analyse kan inbrengen is het kleine aantal vergeleken paren, waardoor het moeilijk wordt significante verschillen te vinden. Andere Nederlandse studies naar het effect van het leven in eenoudergezin­ nen op de schoolloopbaan van de kinderen waarin een systematische vergelij­ king met tweeoudergezinnen is gemaakt bestaan er niet (van Gelder, 1989). In dit artikel wordt opnieuw een secundaire analyse gemaakt van de school­ loopbanen van kinderen uit een- en tweeoudergezinnen met behulp van een nieuw CBS-cohort van leerlingen die in 1989 het voortgezet onderwijs voor het eerst betraden (het zgn. VOCL’89-cohort). Aan deze secundaire analyse zijn bijna dezelfde beperkingen verbonden als aan de secundaire analyse van Bos­ man en Louwes (1982): geen informatie over het beroeps- en opleidingsniveau van de afwezige ouder, over het ontstaan van het eenoudergezin, over de perio­ de dat het eenoudergezin bestaat. Het voordeel van dit nieuwe CBS-cohort is dat nu wel een onderscheid gemaakt kan worden tussen gezinnen met beide ouders, vader- en moedergezinnen met een verzorg(st)er en vader- en moeder­ gezinnen zonder verzorg(st)er. Ook zijn in dit VOCL’89-cohort meer gegevens verzameld over de etnische herkomst van de ouders, hun culturele activiteiten en hun onderwijs-ondersteunend gedrag. De vergelijkbare opzet van het SMVO-cohort uit 1977 en het VOCL’89-cohort uit 1989 maakt het bovendien mogelijk een vergelijking te maken van een mogelijke verandering van de ef­ fecten van eenoudergezinnen op de schoolloopbanen van de kinderen, bijvoor­ beeld als gevolg van de wijziging van het sociaal stelsel in de jaren tachtig, ver­ anderingen in de oorzaken van het ontstaan van eenoudergezinnen of verandeMens en Maatschappij, 67e jaargang, nr. 1, februari 1992

27

ring in de beeldvorming over eenoudergezinnen. Deze nieuwe secundaire analyse moet derhalve beschouwd worden als een replicatie van Bosman en Louwes (1982), aangevuld met enkele uitbreidingen. Het is ook een noodzakelijke aanvulling op het onderzoek van Bodewes (1988) naar de effecten van vadergezinnen, omdat in het VOCL'89-cohort voldoende vadergezinnen aanwezig zijn. Hopelijk zijn de uitkomsten van deze analyse aanleiding om het vervolgonderzoek van Bosman en Louwes (1987, 1988, 1989) nog eens te herhalen voor het VOCL'89-cohort en geven zij aanleiding om in volgende cohorten meer informatie te verzamelen over het ontstaan van de gezinssituatie.

3. Data In dit artikel worden de gegevens van het zogenaamde VOCL'89-cohort (Voortgezet Onderwijs Cohort Leerlingen 1989) gebruikt. Dit cohort is een gestratificeerde steekproef uit alle leerlingen in de eerste klas van het voortgezet onderwijs in 1989. Het CBS heeft ten behoeve van wetenschappelijke analyse door derden een analysebestand ter beschikking gesteld. Dit bestand omvat 19.524leerlingen. Bij deze leerlingen is een entree-toets van het CITO afgenomen die een taal- en rekendeel kent (19.290 ingevulde toetsen). Alleen leerlingen die in 1989 voor de eerste maal in de eerste klas van het voortgezet onderwijs zaten zijn in het analysebestand opgenomen (18.517 leerlingen). Door de ouders van deze leerlingen is een ouder(s)/verzorger(s)-vragenlijst ingevuld. Gezien de probleemstelling van dit artikel (het effect van het leven in een eenoudergezin op de schoolprestaties van het kind) zijn alleen die leerlingen in de analyse betrokken bij wie of de vader of de moeder hun deel van de vragenlijst ingevuld hadden (15.554 leerlingen met ingevulde entree-toets en vragenlijst, ingevuld door één of beide ouders). In het geselecteerde bestand waren 14.021 (90, 1%) leerlingen uit tweeoudergezinnen, 1.033 (6,6%) leerlingen uit moedergezinnen zonder mannelijke verzorger en 154 (1,0%) leerlingen uit vadergezinnen zonder vrouwelijke verzorgster. 2 Daarnaast zijn er nog twee 'tussen' groepen: 287 (1 ,8%) leerlingen uit gezinnen met een moeder en een mannelijke verzorger en 59 (0,4%) leerlingen uit gezinnen met een vader en een vrouwelijke verzorgster. 3 Voor de analyse zijn de volgende variabelen4 gebruikt: 1. etnische groep van de leerling: a. Nederland; b. Europa, Noord-Amerika en Australië; c. Azië (inclusief Turkije), Afrika en Zuid-Amerika; d. vommalige Nederlandse koloniën. 2. aantal kinderen in het gezin van de leerling; 3. leesgedrag van ouders. 28

4. 5. 6. 7. 8. 9. 10. 11. 12. 13.

14.

15.

16.

passieve deelname van ouders aan kunstuitingen (concert, toneel, musea). praten met kinderen over schoolprestaties. kind aansporen tot harder werken. geslacht leerling. hoogst bereikte onderwijsniveau vader. hoogst bereikte onderwijsniveau moeder. beroepsgroep moeder (inclusief werkloos, WAO, VUT of huisvrouw). beroepsgroep vader (inclusief werkloos, WAO of VUT). onderwijspositie aan het begin van het voortgezet onderwijs in september 1989. De categorieën zijn lbo, mavo, havo en vwo. advies van de onderwijzer van de basisschool in het voorjaar 1989 over het meest geschikte type voortgezet onderwijs. Deze variabele is een schaal die loopt van laag (lbo) naar hoog (vwo). Voor het gebruik als onafhankelijke variabele is hij gehercodeerd in vier categorieën (lbo, mavo, havo, vwo). CITO-score taaltoets. De taal-toetsscore is het aantal correct beantwoorde items op de taaltoets. Voor het gebruik als onafhankelijke variabele is hij ingedeeld in vier categorieën op grond van de kwartielscores. CITO-score rekentoets. Ook deze toetsscore is het aantal correct beant­ woorde items op de rekentoets. Voor het gebruik als onafhankelijke varia­ bele is hij ingedeeld in vier categorieën op grond van de kwartielscores. samenstelling van huishouden. De categorieën zijn tweeoudergezin (n=14021), vadergezin met verzorgster (n=59), vadergezin zonder ver­ zorgster (n=154), moedergezin met verzorger (n=287), moedergezin zon­ der verzorger (n=1033).

4. Het effect van moedergezinnen In deze paragraaf wordt het effect van het moedergezin op vier belangrijke ken­ merken van de schoolloopbaan (CITO-toetsen rekenen en taal; advies; onder­ wijspositie begin voortgezet onderwijs) van het kind met behulp van ANOVA geanalyseerd. Dit effect wordt vastgelegd door het schoolsucces van kinderen uit een moedergezin zonder verzorger te vergelijken met dat van kinderen uit tweeoudergezinnen en uit gezinnen met een moeder en een verzorger. Met ANOVA kan men vaststellen hoeveel variantie van een afhankelijke variabele verklaard kan worden door onafhankelijke variabelen, zowel interval- (covariaten) als nominaal- en ordinaal-gemeten variabelen (factoren). ANOVA geeft meerdere indicatoren voor het effect van de onafhankelijke variabelen. In de ta­ bellen 1 tot en met 4 worden vier indicatoren gebruikt. De eerste indicator is het verschil tussen de gemiddelde score van de gehele populatie en de gemiddelde Mens en Maatschappij, 67e jaargang, nr. 1, februari 1992

29

score van een subpopulatie, na controle voor de effecten van de andere onafhankelijke variabelen. In de tabellen 1 tot en met 4 zijn alleen de afwijkingen van het gemiddelde van de gehele populatie voor de tweeoudergezinnen (kolom 1), de moedergezinnen met verzorger (kolom 2) en de moedergezinnen zonder verzorger (kolom 3) weergegeven. De tweede indicator is de beta van de onafhankelijke variabele, die het gestandadiseerde effect van de onafhankelijke variabele weergeeft, na controle voor de overige onafhankelijke variabelen. In de tabellen 1 tot en met 4 is alleen de beta van de variabele 'samenstelling van huishouden' gegeven (kolom 4). De derde indicator is de verklaarde variantie (R2) die alle onafhankelijke variabelen gezamenlijk verklaren. In de tabellen 1 tot en met 4 is deze R2 in kolom 5 te vinden. De vierde indicator is het mogelijk bestaan van een significante interactie tussen een onafhankelijke variabele en de variabele samenstelling huishouden in hun gecombineerd effect op de schoolloopbaan. In de tiende kolom is aangegeven of een dergelijke significante interactie gevonden is. In deze paragraaf over het effect van moedergezinnen worden dus alleen de eerste vijf kolommen en de laatste kolom uit de tabellen 1 tot en met 4 besproken. De kolommen 6 tot en met 10 komen in de volgende paragraaf over het effect van vadergezinnen aan de orde. De analyses beginnen met de meting van het effect van moedergezinnen dat nog niet gecontroleerd is voor andere relevante milieu-, gezins- en leerlingkenmerken (vergelijking A: de eerste rij in de tabellen). Vervolgens worden het opleidingsniveau van de moeder (vergelijking B: tweede rij), het beroepsniveau van de moeder (vergelijking C: derder rij), het aantal kinderen (vergelijking D: vierderij), leesgedrag (vergelijking E: vijfde rij), kunstdeelname (vergelijking F: zesde rij), praten over schoolprestaties (vergelijking G: zevende rij), aansporen tot hard werken (vergelijking H: achtste rij), geslacht van de leerling (vergelijking I: negende rij) en etnische groep (vergelijking J: tiende rij) aan de vergelijkingen toegevoegd. In elke stap wordt de nieuwe onafhankelijke variabele als factor toegevoegd, terwijl de eerder toegevoegde onafhankelijke variabelen als covariaten in de vergelijking worden opgenomen. Alleen de variabele samenstelling huishouden is steeds als factor in de vergelijking opgenomen. Dit stelt ons in staat twee mogelijke effecten van de variabele samenstelling huishouden afzonderlijk vast te stellen: het distributie-effect en het interactie-effect. Als er sprake is van een distributie-effect, hebben moedergezinnen meer bepaalde kenmerken die nadelig zijn voor de schoolloopbaan. Bij controle voor deze kenmerken verdwijnt of vermindert het verschil tussen de schoolloopbanen van kinderen uit moeder- en tweeoudergezinnen. Als .er bovendien sprake is van een interactie-effect, zijn kinderen uit moedergezinnen meer of juist minder gevoelig voor bepaalde kenmerken dan kinderen uit tweeoudergezinnen. Men vindt dan een significante interactie tussen een onafhankelijke variabele, 30

ingevoerd als factor, en de variabele samenstelling huishouden in hun gecombineerd effect op de schoolloopbaan. Uiteraard is het ook mogelijk dat distributie- en interactie-effect tegelijkertijd optreden. De eerste rij (vergelijking A) uit de tabellen 1 tot en met 4 laat steeds een dubbelzinnig resultaat zien. De samenstelling van het huishouden heeft een negatief effect op de schoolloopbaan van de kinderen. In alle gevallen is er een significante beta (kolom 4): bij onderwijspostie (tabel1) is de beta 0,03, bij advies (tabel2) 0,05, bij taaltoets (tabel3) 0,05 en bij rekentoets (tabel4) 0,07. Steeds verloopt de schoolloopbaan van kinderen uit moedergezinnen met èn zonder verzorger slechter dan die van kinderen uit tweeoudergezinnen. De gemiddelde onderwijspostie (tabel 1) van kinderen uit moedergezinnen zonder verzorger (kolom 3) ligt 0,12 lager dan die van de totale populatie, de gemiddelde onderwijspositie van kinderen uit moedergezinnen met verzorger (kolom 2) ligt 0,15lager dan die van de gehele populatie, terwijl de gemiddelde onderwijspositie van kinderen uit tweeoudergezim1en (kolom 1) 0,01 hoger ligt dan die van de totale populatie. Bij advies (tabel2) ligt het gemiddelde van kinderen Tabel1. De onderwijspositie aan het begin van het voortgezet onderwijs: de afwijkingen van het gemiddelde bij tweeoudergezinnen ( 1 ), moedergezin met verzorger (2), moedergezin zonder verzorger (3 ), vadergezin met verzorgster (6) en vadergezin zonder verzorgster (7) op de onderwijspositie aan het begin van het voortgezet onderwijs van de kinderen, alsmede de beta van de variabele samenstelling huishouden, de verklaarde variantie van de vergelijking en het bestaan van significante interactie tussen de variabele samenstelling huishouden en de laatst toegevoegde onafhankelijke variabele.

2 vergelijking A. geen controle B. A + opleiding c. B +beroep D. C + kindertal E. D +lezen F. E + kunstdeeL G. F +praten H. G + hardwerk I. H +geslacht J. I+ etnisch K. I+ advies

0,01 0,01 0,01 0,01 0,01 0,01 0,01 0,01 0,01 0,01 0,00

moedergezin beta 3

-0,15 -0,12 -0,20 .-0,08 -0,20 -0,08 -0,20 -0,06 -0,22 -0,01 -0,23 -0,07 -0,22 -0,10 -0,21 -0,06 -0,22 -0,13 -0,22 -0,14 -0,03 0,04

R'

O,ü3 O,ü3 O,ü3 O,ü3 O,ü3 O,ü3 O,ü3

0,00 0,12 0,13 0,12 0,14 0,16 0,16 0,03 0,17 0,04 0,17 0,04 0,17 0,01 ** 0,74

vadergezin beta

6

7

-0,14 -0,08 -0,06 -0,04 -0,07 -0,09 -0,08 -0,04 -0,05 -0,05 -0,01

-0,41 -0,21 -0,16 -0,12 -0,10 -0,16 -0,19 -0,15 -0,22 -0,26 0,06

0,04 0,02** 0,01 ** 0,01 ** 0,01 ** 0,01 ** 0,02** 0,01 ** 0,02 0,02 0,01 **

R'

int*

0,00 0,15 0,17 0,16 0,17 0,18 0,19 0,19 0,20 0,20 0,74

-

1 3 1 1 3 1

legenda * 1. geen significante interacties tussen variabele samenstelling huishouden en nieuw toegevoegde onafhankelijke variabele op de schoolloopbaan bij moeder- of vadergezinnen; 2. alleen een significante interactie tussen variabele samenstelling huishouden en nieuw toegevoegde interactie tussen variabele samenstelling huishouden en nieuw toegevoegde onafhankelijke variabele op de schoolloopbaan bij vadergezinnen; *~' beta niet significant p > 0,05. Mens en Maatschappij, 67e jaargang, nr. 1, februari 1992

31

,. Tabel2. Het advies van de onderwijzer van de basisschool: de afwijkingen van het gemiddelde bij tweeoudergezinnen (1), moedergezinmet verzorger (2), moedergezin zonder verzorger (3 ), vader. gezinmet verzorgster (6) en vadergezin zonder verzorgster (7) op het advies van de onde1wijzer over het meest geschikte voortgezet onderwijs voor de kinderen, alsmede de beta van de variabele samenstelling huishouden, de verklaarde variantie van de vergelijking en het bestaan van signifi. cante interactie tussen de variabele samenstelling huishouden en de laatst toegevoegde onafhankelijke variabele.

2

vergelijking A. geen controle B. A + opleiding c. B +beroep D. C + kindertal E. D +lezen F. E + kunstdeeL G. F+praten H. G + hardwerk I. H+ geslacht J. I+ etnisch K. I+ taal L. I+ rekenen

0,05 0,04 0,05 0,04 0,03 0,05 0,05 0,04 0,06 0,05 0,03 0,02

moedergezin 3 beta

-0,51 -0,62 -0,63 -0,64 -0,69 -0,72 -0,67 -0,64 -0,65 -0,68 -0,51 -0,41

-0,57 -0,43 -0,45 -0,41 -0,24 -0,45 -0,51 -0,33 -0,59 -0,60 -0,21 -0,12

0,05 0,04 0,05 0,04 0,04 0,05 0,05 0,04 0,06 0,06 O,ü3 0,02

vadergezin beta

R'

6

7

0,00 0,14 0,14 0,15 0,15 0,16 0,17 0,19 0,19 0,19 0,45 0,45

-1,06 -0,87 -0,87 -0,84 -0,91 -0,96 -0,92 -0,70 -0,80 -0,81 -0,67 -0,84

-1,48 -0,91 -0,75 -0,67 -0,58 -0,77 -0,85 -0,77 -0,94 -0,97 -0,36 -0,35

0,05 0,03 O,ü3 0,03 0,03 0,03 0,03 0,03 0,03 0,03 0,02 0,02

R'

int*

0,00 0,15 0,18 0,17 0,18 0,19 0,19 0,21 0,22 0,22 0,46 0,46

1 2 1 3 1 1 3 3 3 1

1. legenda bij kolom 10: zie tabel 1

Tabel 3. Taaltoets: de afwijkingen van het gemiddelde bij tweeoudergezinnen (1 ), moedergezin met verzorger (2), moedergezin zonder verzorger (3 ), vadergezinmet verzorgster (6) en vadergezin zonder verzorgster (7) op de CITO-score taaltoets van de kinderen, alsmede de beta van de variabele samenstelling huishouden, de verklaarde variantie van de vergelijking en het bestaan van significante interacties tussen de variabele samenstelling huishouden en de laatst toegevoegde onafhankelijke variabele.

2

vergelijking A. geen controle B. A + opleiding c. B +beroep D. C + kindertal E. D +lezen F. E + kunstdeeL G. F +praten H. G + hardwerk I. H +geslacht J. I+ etnisch

moedergezin 3 beta

0,06 -0,27 0,05 -0,36 0,06 -0,35 0,06 -0,38 0,04 -0,41 0,06 -0,44 0,07 -0,40 0,06 -0,34 0,07 -0,37 0,07 -0,40

1. legenda bij kolom 10: zie tabel1

32

-0,78 -0,62 -0,65 -0,63 -0,37 -0,66 -0,81 -0,65 -0,89 -0,88

0,05 0,04 0,05 0,04 0,03 0,05 0,06 0,05 0,06 0,06

vadergezin beta

R'

6

7

0,00 0,09 0,09 0,10 0,10 0,10 0,11 0,14 0,15 0,15

-0,66 -0,47 -0,64 -0,64 -0,68 -0,73 -0,69 -0,46 -0,49 -0,52

-1,87 -1,31 -1,02 -1,05 -0,86 -1,14 -1,30 -1,16 -1,38 -1,18

0,05 0,04 0,03 0,03 0,02 0,03 0,04 0,03 0,04 0,03

R'

int*

0,00 0,09 0,10 0,10 0,11 0,11 0,12 0,15 0,16 0,16

-

2 3 1 3 1

Tabel4. Rekentoets: de afwijkingen van het gemiddelde bij Meeoudergezinnen (1 ), moedergezin met verzorger (2 ), moedergezin zonder verzorger (3 ), vade~·gezin met verzorgster ( 6) en vadergezin zonder verzorgster (7) op de cito-score rekentoets van de kinderen, alsmede de beta van de variabele samenstelling huishouden, de verklaarde variantie van de vergelzj'fa'ng en het bestaan van significante interactie tussen de variabele samenstelling huishouden en de laatst toegevoegde onafhankelijke variabele.

2 vergelijking A. geen controle B. A+ opleiding c. B +beroep D. C + kindertal E. D +lezen F. E + kunstdeeL G. F +praten H. G + hardwerk I. H +geslacht J. I+ etnisch

0,10 0,09 0,09 0,09 0,07 0,09 0,10 0,09 0,11 0,11

moedergezin beta 3

-0,63 -0,75 -0,75 -0,77 -0,80 -0,83 -0,79 -0,73 -0,70 -0,69

-1,20 -1,03 -1,04 -1,01 -0,67 -0,96 -1,11 -0,99 -1,33 -1,31

0,07 0,06 0,06 0,06 0,05 0,06 0,07 0,06 0,08 0,08

R'

4

vadergezin 5 beta

R'

int*

0,01 0,10 0,10 0,10 0,10 0,10 0,11 0,13 0,14 0,14

-0,24 -0,02 -0,05 -0,05 -0,09 -0,15 -0,11 0,13 0,03 0,02

-2,03 -1,38 -1,20 -1,23 -1,00 -1,27 -1,43 -1,35 -1,74 -1,60

0,00 0,09 0,10 0,10 0,10 0,10 0,11 0,13 0,15 0,15

-

0,04 0,03 0,03 0,03 0,02 0,03 0,03 0,03 0,04 0,03

2 1 3 1 1 1 1

!.legenda bij kolom 10: zie tabel1

uit moedergezinnen zonder verzorger 0,57 en dat van kinderen uit moedergezinnen met verzorger 0,5llager, terwijl het dat van kinderen uit tweeoudergezinnen juist 0,05 hoger ligt dan dat van de totale populatie. Soortgelijke verschillen vindt men bij de taaltoets (tabel 3) en de rekentoets (tabel 4). Het schoolsucces van kinderen uit moedergezinnen zonder verzorger is niet significant5 geringer dan dat van kinderen uit moedergezinnen met een verzorger. Deze analyse van recente schoolloopbaangegevens bevestigt derhalve de uitkomsten van eerdere studies met oudere data dat het leven in een tweeoudergezin gunstiger is voor de schoolloopbaan dan het leven in een moedergezin. Het negatieve effect van het leven in een moedergezin met een verzorger laat ook zien dat het ongunstige effect niet zozeer in het eenoudergezin op zich zit, maar meer in de nadelige gevolgen van het niet leven in het gezin van de eigen vader en moeder. Tegelijkertijd blijkt ook dat de bijdrage van de vadabele samenstelling huishouden aan de verklaring van de variantie in de schoolloopbanen zeer gering is (kolom 5). Alleen bij de rekentoets (tabel4) verklaart deze variabele 1% van de variantie, in de drie overige gevallen (tabellen 1 tot en met 3) is de verklarende kracht nog geringer. Dat is weinig als men dat vergelijkt met de verklarende kracht van de variabele opleiding van de moeder (kolom 5 van vergelijking B). Dezeopleidingsvariabele neemt tussen de 9% (taaltoets) tot 14% (advies) voor zijn rekening. Dit betekent dat het al dan niet leven in een tweeof eenoudergezin geen belangrijk onderscheid is voor schoolsucces. In het ergMens en Maatschappij, 67e jaargang, m. 1, februari 1992

33

ste geval (rekenen) wordt op de CITO rekentm~ts ruim één vraag meer fout be. antwoord door kinderen uit moedergezinnen zonder verzorger (1,20 in derde kolom van tabel 4 bij vergelijking A). Samenvattend: kinderen uit tweeoudergezinnen hebben een gunstiger schoolloopbaan dan die uit moedergezinnen maar de verschillen zijn niet groot. ' De vergelijkingen B tot en met J uit de tabellen 1 tot en met 4 laten zien dat deze achterstand in de schoolloopbanen van kinderen uit moedergezinnen niet toegeschreven kan worden aan het feit dat moedergezinnen meer bepaalde kenmerken hebben die ongunstig zijn voor de schoolloopbaan dan tweeoudergezinnen (distributie-effect). De beta van de laatste vergelijking J, met optimale controle voor ongunstige kenmerken, is nooit lager dan die van vergelijking A, waarin nog niet gecontroleerd is voor die kenmerken. Zo is bij onderwijspositie (tabel1) de beta (kolom 4) in vergelijking A 0,03 en in vergelijking J 0,04, bij advies (tabel 2) zijn deze betas 0,05 en 0,06, bij taaltoets (tabel 3) 0,05 en 0,06 en bij rekentoets (tabel4) 0,07 en 0,08. De verschillen tussen het schoolsucces van kinderen uit moedergezinnen zonder verzorger zijn ook in vergelijking J niet significant. 6 Dit betekent dat de onderwijsachterstand van kinderen uit moedergezinnen een 'echte' achterstand is die voortvloeit uit het leven in een moedergezin al dan niet met een verzorger. Deze achterstand kan niet verklaard worden door gebruikelijke milieufactoren die nadelig zijn voor de schoolloopbaan van kinderen en waaraan moedergezinnen meer blootgesteld zouden zijn dan tweeoudergezinnen (distributie-effect). Interessant is dat kinderen in moedergezinnen met een verzorger geen betere schoolprestaties hebben dan kinderen in moedergezinnen zonder verzorger. Dit kan betekenen dat niet het ontbreken van een man in het huishouden verantwoordelijk is voor de lagere schoolprestaties. Dit kan ook betekenen dat de introductie van een nieuwe partner in een moedergezin (de verzorger) nieuwe spanningen bij de kinderen oproept, die zich vertalen in lagere schoolprestaties ondanks de aanwezigheid van een tweede volwassene in het gezin. Bosman en Louwes (1989) vonden in hun onderzoek ook negatieve effecten van een nieuwe partner van de moeder op de schoolprestaties. Uit de analyses van het effect van vadergezinnen, die in de volgende paragraaf aan de orde komen, blijkt dat kinderen in vadergezinnen met verzorgster betere schoolloopbanen hebben dan kinderen uit vadergezinnen zonder verzorgster. Dit wijst op een interessant verschil tussen moeder- en vadergezinnen. Blijkbaar gaat het niet zozeer om een nieuwe partner, maar om het geslacht (en dus de rol) van de nieuwe partner in het huishouden. Vergelijking K in tabel 1 laat zien dat de achterstand van kinderen uit moedergezinnen aan het begin van het voortgezet onderwijs geheel verklaard kan worden uit het lagere advies dat deze kinderen krijgen. Na controle voor dit ad- . 34

vies heeft de variabele samenstelling huishouden geen significant effect meer (beta 0,01). Bij een gelijk advies en overeenkomstige andere kenmerken kiezen kinderen uit moedergezinnen geen lagere opleiding in het voortgezet onderwijs. De gemiddelde onderwijspositie van kinderen uit moedergezinnen zonder verzorger ligt 0,04 boven dat van de gehele populatie (kolom 3), dat van kinderen uit moedergezinnen met verzorger 0,03 onder dat van de gehele populatie (kolom 2), terwijl de gemiddelde onderwijspositie van kinderen uit tweeoudergezinnen gelijk is aan die van de totale populatie (kolom 1). Dit wijst erop dat moeders in moedergezinnen geen lagere ambities hebben voor hun kinderen, bijvoorbeeld als gevolg van de emotionele gevolgen van het wegvallen van de vader of als gevolg van een negatief zelfbeeld en schuldgevoelens. De vergelijkingen K en L in tabel 2 laten zien dat het lagere advies dat kinderen uit moedergezinnen krijgen aan het eind van de basisschool slechts voor de helft te verklaren is uit hun lagere prestaties bij taal en rekenen. Weliswaar zijn betas van de variabele 'samenstelling huishouden' (kolom 4) in vergelijkingen K en L de helft kleiner (0,03 resp. 0,02) dan in vergelijking J (0,06), maar het blijven significante effecten. Kinderen uit moedergezinnen met een verzorger krijgen niet significant lagere adviezen dan kinderen uit moedergezinnen zonder verzorger. 7 Dit resultaat komt overeen met dat van Bosman en Louwes (1982, 1989). Een deel van de onderwijsachterstand van kinderen uit moedergezinnen komt voort uit een negatief beeld van moedergezinnen in de samenleving, zoals dat in dit geval tot uitdrukking komt in het oordeel van de onderwijzer over de toekomstmogelijkheden van kinderen in moeder gezinnen. In de vergelijkingen van de tabellen 1 tot en met 4 worden nauwelijks interactie-effecten gevonden (het getal1 of 3 in kolom 10 betekent dat er geen significante interactie-effecten bij moedergezinnen bestaan). Dat betekent dat kinderen uit moedergezinnen niet meer dan kinderen uit tweeoudergezinnen gehinderd worden door gebruikelijke milieufactoren die negatief zijn voor de schoolloopbaan. Dat is opmerkelijk omdat nog wel eens verondersteld wordt dat dit het geval zou zijn. Zo laat het ontbreken van een significant interactieeffect bij de onafhankelijke variabele beroep moeder (vergelijking C) zien dat kinderen uit moedergezinnen niet extra last of voordeel hebben van het buitenshuis werken door hun moeder. Dit resultaat stemt overeen met dat van Bosman en Louwes (1984). Hetzelfde geldt bijvoorbeeld ook voor het ontbreken van een significante interactie tussen de onafhankelijke variabelen samenstelling huishouden en geslacht (vergelijking I). Jongens ondervinden geen extra nadeel van het leven in een moedergezin en meisjes ontlenen daaraan ook geen extra voordeel. Dit resultaat is ook in strijd met een populaire veronderstelling. Interessant is wel dat bij vadergezinnen wel een significante interactie tussen de on-

Mens en Maatschappij, 67e jaargang, nr. 1, februari 1992

35

afhankelijke variabelen samenstelling huishouden en geslacht wordt gevonden dat echter in het nadeel van meisjes uitmaakt. ' Het enige significante interactie-effect wordt gevonden tussen de onafhanke, lijke variabelen kindertal en samenstelling huishouden (het getal2 in kolom 10 van de vergelijkingenD in tabellen 2, 3 en 4). Inspectie van de hier niet weer, gegeven tabellen leert dat het kindertal in tweeoudergezinnen en in moederge. zinnen met een verzorger geen rol speelt bij het schoolsucces, maar dat in moedergezinnen zonder verzorger een groter kindertal een ongunstige invloed heeft op het schoolsucces. Blijkbaar is een groter kindertal voor de alleens taan. de moeder wel een last maar in gezinnen met twee volwassenen kan men dat grotere kindertal wel aan. Hoewel Bosman en Louwes (1989) dit interactie-effect niet konden vinden, kunnen wij voor de interpretatie van dit effect toch teruggrijpen op hun resultaten: in grote gezinnen heeft de alleenstaande moeder nog meer moeite haar reeds uitgeholde gezagsfunctie te handhaven, zullen de kinderen sneller verantwoordelijkheid voor het huishouden krijgen en zal de inkomenspositie gemakkelijker verslechteren dan in kleine gezinnen met een alleenstaande moeder. Deze processen zullen echter in gezinnen met twee volwassenen niet optreden, omdat de verzorger kan helpen de gezagsfunctie te handhaven, huishoudelijke verantwoordelijkheden op zich kan nemen en een inkomen kan inbrengen. Uit het feit dat er bij vadergezinnen geen significant interactie-effect gevonden wordt tussen kindertal en samenstelling huishouden kan afgeleid worden dat dit interactie-effect bij moedergezinnen vooral verklaard kan worden uit de verslechterende inkomenspositie bij moedergezinnen met veel kinderen, want dit lijkt het belangrijkste verschil tussen grote moederen vadergezinnen.

5. Het effect van vadergezinnen In deze paragraaf komt het effect van vadergezinnen, met en zonder verzorgster, op de schoolloopbaan van de kinderen aan de orde. Enerzijds zou men kunnen verwachten dat de resultaten van deze analyse gelijk zijn aan die bij de moedergezinnen. Ook in vadergezinnen ontbreekt een volwassene die zijn/haar bijdrage aan het functioneren van het gezin moet leveren teneinde het gezin zijn socialisatie functie goed te laten vervullen. De mechanismen, die Bosman en Louwes vonden ter verklaring van de verschillen tussen de schoolloopbanen van kinderen uit moedergezinnen en tweeoudergezinnen, kunnen zeer goed ook geldig zijn voor vadergezinnen. Anderzijds zou men kunnen verwachten dat de schoolloopbanen van kinderen uit vadergezinnen anders verlopen dan die van kinderen uit moedergezinnen. De rol van de afwezige vader in het moedergezin

36

verschilt immers van de rol van de afwezige moeder in het vadergezin, ondanks alle pogingen van de alleenstaande ouder ook de rol van de afwezige te vervullen. Omdat moeders in het functioneren van gezinnen een belangrijke rol spelen, zou men kunnen verwachten dat de schoolloopbanen van kinderen uit vadergezinnen zonder verzorgster slechter zijn dan die van kinderen uit moedergezinnen zonder verzorger. Maar omdat vadergezinnen vaker ontstaan door overlijden dan moedergezinnen en omdat dit overlijden volgens Bosman en Louwes (1989) minder negatieve gevolgen heeft voor de schoolloopbaan van de kinderen, zou men ook mogen verwachten dat de schoolloopbanen van kinderen uit vadergezinnen zonder verzorgster juist beter zijn dan die van kinderen uit moedergezinnen zonder verzorger. Ten slotte zou men mogen verwachten dat kinderen in vadergezinnen met verzorgster betere schoolloopbanen hebben dan kinderen in vadergezinnen zonder verzorgster. Zij zal immers de belangrijke rol van de afwezige moeder proberen over te nemen. In de zesde tot tiende kolom van de tabellen 1 tot en met 4 zijn de afwijkingen van het populatie-gemiddelde bij vadergezin met verzorgster en vadergezin zonder verzorgster, de gestandaardiseerde regressiecoëfficiënt van de variabele 'samenstelling huishouden', de R 2 van de gehele vergelijking en het bestaan van een significante interactie tussen de nieuwe onafhankelijke variabele en de variabele samenstelling huishouden weergegeven, op vergelijkbare wijze als bij de moedergezinnen. Ook de wijze van analyseren is hetzelfde als bij de moedergezinnen. De eerste rij (vergelijking A) uit deze vier tabellen laat hetzelfde dubbelzinnige resultaat zien als bij moedergezinnen. In alle gevallen verloopt de schoolloopbaan van kinderen uit vadergezinnen significant slechter dan die bij kinderen uit tweeoudergezinnen (betas tussen 0,03 en 0,05). Maar de verklarende kracht van de variabele samenstelling is ook hier erg klein. In geen enkel geval komt die tot 1% van de variantie. Kinderen uit tweeoudergezinnen hebben een gunstiger schoolloopbaan dan kinderen uit vadergezinnen en met name die van kinderen uit vadergezinnen zonder verzorgster. De schoolloopbaan van kinderen uit vadergezinnen zonder verzorgster verloopt slechter dan die van kinderen uit vadergezinnen met verzorgster, maar alleen bij de rekentoets is dit verschil (1,74=2,03-0,24) significant. 8 Dit verschil tussen vadergezinnen met en zonder verzorgster werd bij moedergezinnen niet gevonden. Het is een indicatie dat de verzorgster in vadergezinnen inderdaad de afwezige moeder effectief vervangt, terwijl de verzorger in moedergezinnen blijkbaar niet de afwezige vader effectief vervangt. Als men bovendien de afwijking in vergelijking A bij de moedergezinnen zonder verzorger (kolom 3) vergelijkt met de afwijking bij de vadergezinen zonder verzorgster (kolom 7) zijn de afwijkingen van het populatie-gemiddelde bij vadergezinnen steeds groter dan die bij moedergezinnen. Dit wijst Mens en Maatschappij, 67e jaargang, nr. 1, februari 1992

37

op de grotere gevolgen van de afwezigheid van de moeder dan op die van de vader. De vergelijkingen B tot en met J uit de tabellen 1 tot en met 4 laten zien dat deze achterstand in schoolsucces van kinderen uit vadergezinnen gedeeltelijk kan worden toegeschreven aan het feit dat vadergezinnen meer bepaalde milieukenmerken hebben die ongunstig zijn voor de schoolloopbaan dan tweeoudergezinnen (distributie-effect). De beta van het laatste vergelijking J, na controle voor ongunstige kenmerken, is steeds lager dan die van vergelijking A. Dit is opnieuw een verschil tussen moeder- en vadergezinnen: de onderwijsachterstand van kinderen uit moedergezinnen kon niet gedeeltelijk verklaard worden door het distributie-effect, die uit vadergezinnen wel. Het verschil tussen vadergezinnen met verzorgster en tweeoudergezinnen is niet meer significant, behalve bij het advies. 9 Dit betekent dat vooral het leven in een vadergezin zonder verzorgster negatieve gevolgen heeft voor de schoolloopbaan van de kinderen. In vadergezinnen met verzorgster is een dergelijk negatief effect nauwelijks aanwezig, dit in tegenstelling tot moedergezinnen. De afwijking van het populatie-gemiddelde is bij vadergezinnen zonder verzorgster ook na controle voor de overige milieukenmerken nog steeds groter dan die bij moedergezinnen zonder verzorger, hoewel minder uitgesproken. VergelijkingKuit tabelilaat zien dat de achterstand van kinderen uit vadergezinnen aan het begin van het vomtgezet onderwijs geheel verklaard kan worden uit het lagere advies dat deze kinderen krijgen, net als bij de moedergezinnen. De vergelijkingen K en L in tabel 2 laten zien dat het lagere advies dat kinderen uit vadergezinnen krijgen aan het eind van de basisschool slechts gedeeltelijk te verklaren is uit hun lagere prestaties bij taal en rekenen, net als bij moedergezinnen. Vader- èn moedergezinnen hebben blijkbaar te leiden onder een negatief beeld. Dit stemt overeen met de conclusie van Bodewes ( 1988) dat er significante verschillen bestonden tussen de adviezen gegeven aan kinderen uit vader- en die uit tweeoudergezinnen. Het verschil in advies tussen kinderen uit vadergezinnen met een verzorgster en dat van kinderen uit vadergezinnen zonder verzorgster is niet significant. 10 De significante interactie tussen de onafhankelijke variabelen samenstelling huishouden en taalscore op het advies berust op extra lage advie:len bij twee combinaties: vadergezin met verzorgster en lage taalscore; vadergezin zonder verzorgster met bovengemiddelde taalscore. Bij vadergezinnen worden meer significante interacties gevonden dan bij moedergezinnen, zoals de laatste kolom van de tabellen 1 tot en met 4laat zien. Allereerst heeft de mate van passieve deelname aan kunstuitingen door ouders steeds significante interacties met de onafhankelijke variabele samenstelling van het huishouden op het schoolsucces (vergelijking F). Inspectie van de hier 38

niet weergegeven tabellen leert dat dit effect komt door het extra lage schoolsucces van kinderen uit vadergezinnen met verzorgsters en waar de ouders een lage deelname aan kunstuitingen hebben. Geslacht van de leerling heeft samen met 'samenstelling huishouden' significante interactie-effecten op het onderwijsniveau aan het begin van het voortgezet onderwijs, het advies en de taalscore (vergelijking I van tabellen 1 tot en met 3). Inspectie van de hier niet weergegeven tabellen laat duidelijk zien dat de schoolloopbaan van jongens en meisjes verschillend door het leven in vadergezinnen beïnvloed wordt. Het schoolsucces van zonen in vadergezinnen zonder verzorgster is extra laag, terwijl dat van de dochters niet zo ver afwijkt van dat van meisjes in tweeoudergezinnen. Daarentegen is het schoolsucces van dochters in vadergezinnen met verzorgsters extra laag, terwijl dat van zonen op hetzelfde niveau ligt van dat van zonen uit tweeoudergezinnen. Jongens kunnen blijkbaar niet zonder het toezicht van een moeder of verzorgster, terwijl een andere vrouw dan de moeder in het gezin blijkbaar voor meisjes meer spanningen met zich meebrengt. Men zou dit het assepoester-effect kunnen noemen. Het is goed hierbij te bedenken dat er geen significant interactie-effect gevonden is tussen geslacht en samenstelling huishouden bij moedergezinnen. Het significante interactieeffect tussen etnische groep en 'samenstelling huishouden' op het advies (vergelijking J in tabel 2) wordt veroorzaakt door het gelijke advies gegeven aan kinderen, afkomstig uit Azië, Afrika of Zuid-Amelika, ongeacht of ze nu uit een tweeouder- of een vadergezin komen. Het advies tussen allochtone leerlingen uit tweeouder- en vadergezinnen verschilt daarentegen wel. Ook dit interactie-effect treedt bij moedergezinnen niet op. Samenvattend kunnen wij dus concluderen dat kinderen in vader- èn moedergezinnen een slechtere schoolloopbaan hebben dan kinderen in tweeoudergezinnen, maar dat door de andere betekenis van de afwezigheid van de moeder of de vader en door de andere betekenis van een verzorgster of een verzorger voor het functioneren van het gezin de effecten van vader- en moedergezinnen verschillen.

6. De verschillen tussen de generaties Het nadeel van het leven in eenoudergezinnen kan in de loop van de jaren tachtig veranderd zijn in vergelijking met het leven in een tweeoudergezin. Bosman en Louwes ( 1989) wijzen erop dat de financiële situatie van moedergezinnen in de loop van de jaren tachtig nog verder is verslechterd, onder andere als gevolg van de wijzigingen in het sociale-zekerheidsstelsel. Dit zou kunnen betekenen dat het effect van het leven in een eenoudergezin aan het eind van de jaren tachMens en Maatschappij, 67e jaargang, nr. 1, februari 1992

39

tig groter is dan in de jaren zeventig. Daar kan tegenover staan dat door de groei van het aantal eenoudergezinnen het een meer aanvaard verschijnsel is gewor, den, waardoor het effect van het leven in een eenoudergezin aan het eind van de jaren tachtig kleiner is dan in de jaren zeventig. Om de resultante van deze mogelijke veranderingen te toetsen worden de effecten van eenoudergezinnen op de taal- en rekentoetsen, het advies en de onderwijspositie aan het begin van het voortgezet onderwijs van het SMVO-cohort (basisschoolverlaters uit 1977) en het VOCL'89-chohort (basisschoolverlaters uit 1989) vergeleken. Deze vier afhankelijke variabelen en de onafhankelijke variabelen (samenstelling huishouden; aantal kinderen; opleidingsniveau van moeder of vader; beroepsgroep van vader en moeder) zijn in beide cohorten op vergelijkbare wijze verzameld en gehercodeerd. 11 Beide cohorten zijn vervolgens bij elkaar gevoegd. Ook is nog de onafhankelijke variabele cohort toegevoegd. In het SMVO-cohort kan alleen een onderscheid aangebracht worden tussen eenoudergezinnen zonder verzorg(st)er en tweeoudergezinnen (inclusief eenoudergezinnen met verzorg(st)er). Daarom worden hier slechts twee vergelijkingen gemaakt: een tussen moedergezinnen zonder verzorger en tweeoudergezinnen en de ander tussen vadergezinnen zonder verzorgster en tweeoudergezinnen. Teneinde de verandering van de effecten van de onafhankelijke variabelen te meten zijn interactie-variabelen toegevoegd: cohort maal onafhankelijke variabele. Indien in een multivariate regressievergelijking met de onafhankelijke variabelen en de interactie-variabelen de laatstgenoemde significante effecten hebben, is er sprake van een afname (negatief) of toename (positief). In tabelS zijn alleen de effecten van de interactie-variabelen weergegeen voor de vier afhankelijke variabelen, afzonderlijk voor moeder- en vadergezinnen. Tabel 5 laat duidelijk zien dat het negatieve effect van het leven in een moedergezin zonder verzorger in vergelijking tot het leven in tweeoudergezinnen gedurende de jaren tachtig is toegenomen. De variabele cohort x moedergezin heeft in alle gevallen negatieve effecten en in twee van de vier gevallen zijn ze ook significant. Bijna hetzelfde geldt voor de variabele cohort x moedergezin x kinderen: in alle gevallen heeft deze negatieve effecten, in één geval significant. Dit betekent dat, indien men dit afmeet aan het schoolsucces van de kinderen, het leven in moedergezinnen gedurende de jaren tachtig in vergelijking met het leven in tweeoudergezinnen moeilijker is geworden en dat het leven in moedergezinnen met veel kinderen gedurende de jaren tachtig daarboven nog extra moeilijk is geworden in vergelijking met het leven in moedergezinnen met weinig kinderen. De effecten van de variabele cohort x vadergezin in tabel 5 zijn ook in alle gevallen negatief, maar tegelijkertijd zijn ze niet significant. De verzwaring van het leven in moedergezinnen gedurende de jaren tachtig is niet of veel minder 40

Tabel 5. De gestandaardiseerde effecten van de interactie-variabelen op de taaltoets (1 ), rekentoets (2), het advies (3) en de onderwijspositie aan het begin van het voortgezet onderwijs (4 ), voor moeder en vadergezinnen afzonderlijk.

cohort x moedergezin cohort x aantal kinderen cohort x opleiding moeder cohort x moedergezin x kind cohmt x beroep moeder

cohort x vadergezin cohort x aantal kinderen cohort x opleiding vader cohort x beroep vader

1 -0,03

Moedergezin 3 2 -0.09 -0,03 Q,lA 0,03

4 -0.09

Q.J1

Q2Q

Q2Q

Q,lA Q.J1

-0.08 0,03

-0,08 0,03

-0,02 0,04

-0,02 0,04

-0,02 Q,Q1

Vadergezin -0,06 -0,07 Q.J1 0,01

-0,02

(1Q2

(1Q2

0,02

Q..U Q..QQ

Q..U

Q,lA

(1Q2

(1Q2

Q,Q1

legenda: onderstreepte effecten zijn significant

opgetreden in vadergezinnen. Dit is begrijpelijk indien men weet dat vadergezinnen meestal ontstaan door overlijden van de moeder (wat een geringer negatief effect heeft op het schoolsucces van de kinderen), terwijl moedergezinnen meestal ontstaan door echtscheiding (wat een groter negatief effect heeft op het schoolsucces van de kinderen). 12

6. Conclusies Deze secundaire analyse van recente schoolloopbaangegevens bevestigen de conclusies getrokken door Bosman, Louwes en Bodewes uit hun analyses van oudere schoolloopbaangegevens. Kinderen uit eenoudergezinnen hebben een grotere kans op slechtere schoolloopbanen dan kinderen uit vergelijkbare tweeoudergezinnen. Deze slechtere schoolloopbanen van kinderen uit eenoudergezinnen zijn niet te verklaren doordat eenoudergezinnen meer kenmerken hebben die slecht zijn voor de schoolloopbaan. Ook na controle voor die slechtere kenmerken blijven er significante verschillen in schoolsucces tussen kinderen uit een- en tweeoudergezinnen bestaan. Tegelijkertijd is het al dan niet leven in een twee- of eenoudergezin geen belangrijk onderscheid voor schoolsucces. Een belangrijker kenmerk voor de voorspelling van schoolsucces is het opleidingsniveau van de moeder of vader. Zowel kinderen uit vader- als moedergezinnen ondervinden nadeel van het leven in een eenoudergezin wat betreft hun schoolloopbaan. Toch zijn er op een Mens en Maatschappij, 67e jaargang, nr. 1, februari 1992

41

aantal punten verschillen tussen vader- en moedergezinnen. Jongens uit vadergezinnen met verzorgster hebben een betere schoolloopbaan dan jongens uit vadergezümen zonder verzorgster, terwijl het bij meisjes precies andersom is. Een vergelijkbaar verschil tussen moedergezümen met en zonder verzorger wordt niet gevonden. Een verzorgster kan blijkbaar beter de rol van de afwezige moeder overnemen dan een verzorger de rol van de afwezige vader. Kinderen uit vadergezümen zonder verzorgster hebben bovendien slechtere schoolloopbanen dan kinderen uit moedergezinnen. Ook dit is een aanwijzing van het gro. tere belang van de moeder of verzorgster voor het functioneren van het gezin. Ten slotte kan een deel van de onderwijsachterstand van kinderen uit vadergezinnen verklaard worden uit hun ongunstige milieu-kenmerken, terwijl dit bij moedergezinnen niet het geval is. Het verschil in effecten van interactietermen is een andere aanwijzing dat processen in vadergezinnen gedeeltelijk anders verlopen dan in moedergezinnen. Kinderen in grote moedergezümen hebben slechtere schoolloopbanen dankinderen uit kleine moedergezümen; bij vadergezinnen treedt dit effect niet op. Meisjes reageren negatief op een nieuwe partner van de vader, terwijl jongens en meisjes uit moedergezümen niet verschillen in hun reactie. Ook hebben vadergezinnen minder te lijden gehad van de veranderingen in het sociale-zekerheidsstelsel dan moedergezinnen, opnieuw een aanwijzing dat processen in vader- en moedergezinnen verschillen. Deze verschillen tussen de effecten van vader- en moedergezinnen kunnen verklaard worden uit hun ontstaan (de eerstgenoemde het meest door overlijden, laatstgenoemde meestal door echtscheiding) en döor de verschillende rollen die vaders en moeders in gezinnen vervullen (de eerstgenoemde meestal kostwümer, de laatstgenoemde meestal huisvrouw). Gedurende de jaren tachtig is het leven in eenoudergezümen in vergelijking met dat in tweeoudergezinnen moeilijker geworden, indien men dit afmeet aan het schoolsucces van de kinderen. Dat geldt met name voor het leven in moedergezinnen, die door de meest voorkomende oorzaak van hun ontstaan en door de geringere arbeidsmarktdeelname van moeders afhankelijker zijn van de werking van de bijstand dan vadergezinnen. Bovendien is het leven in moedergezümen met veel kinderen gedurende de jaren tachtig nog extra moeilijk geworden, vergeleken met het leven in tweeoudergezinnen met veel kinderen of met het leven in moedergezinnen met weinig kinderen. Dit wijst erop dat de wijzigingen in de bijstand verantwoordelijk kunnen zijn voor deze verslechtering van het leven in een moedergezin. Met name de verslechtering van de onderwijskansen van leerlingen in moedergezinnen met veel kinderen ondersteunt deze verklaring. Het strikte bewijs hiervan kan met deze analyse echter niet geleverd worden, omdat niet gecontroleerd kan worden voor veranderingen in de oorzaken van het ontstaan van moedergezümen. Deze vergelijking van school42

succes van kinderen uit een- en tweeoudergezinnen van voor en na de wijzigingen van de bijstand is de eerste 'harde' meting van de mogelijke gevolgen van deze ingrepen, die niet gebaseerd is op opinies of moeilijk vergelijkbare koopkrachtplaatjes.

Noten l. De getallen gebruikt in deze paragraaf zijn afkomstig uit van Delft & Niphuis-Nell, 1988. 2. Bij de beoordeling van deze verhoudingen dient bedacht te worden dat de ouders zelf via de ouder(s)/verzorger(s)-vragenlijst de samenstelling van hun huishouden moesten opgeven. In de vragenlijst voor ouders werd aan de betrokken volwassenen gevraagd of hij of zij de vader, moeder, verzorger of verzorgster was de betrokken leerling. Dit betekent dat het aantal tweeoudergezinnen overschat kan zijn, indien men tweeoudergezin opvat als een gezin waarin de beide natuurlijke ouders van de kinderen leven. Hertrouwde ouders kunnen zichzelf als vader of moeder opgegeven hebben, terwijl zij niet de natuurlijke ouders van de betrokken leerling zijn. De 'tussen'groepen (één ouder met een verzorg(st)er) kunnen daardoor in grootte onderschat zijn. 3. Andere combinaties (één ouder met een verzorg(st)er van hetzelfde geslacht; gezinnen met alleen verzorg(st)ers; gezinnen met meer dan drie volwassenen) zijn niet in de analyse opgenomen. Het ging hier om kleine aantallen leerlingen, waarbij de inhoudelijke betekenis van die combinaties niet eenduidig was. 4. Bij de auteur is een toelichting op de constructie van deze variabelen te verkrijgen. 5. De significantie van het verschil tussen schoolloopbanen van kinderen uit moedergezinnen zonder verzorger met dat van kinderen uit moedergezinnen met verzorger is getoetst in een ANOVA-analyse, die hier niet wordt weergegeven. 6. Afzonderlijk gemeten in een hier niet weergegeven ANOV A-analyse. 7. Afzonderlijk getoetst in een hier niet weergegeven ANOV A-analyse. 8. Afzonderlijk getoetst in een hier niet weergegeven ANOV A-analyse. 9. Afzonderlijk getoetst in een hier niet weergegeven ANOVA-analyse. 10. Afzonderlijk getoetst in een hier niet weergegeven ANOVA-analyse. 11. Alle variabelen hebben dezelfde indeling als in de vorige paragraaf, behalve de variabele samenstelling huishouden (zie tekst). De scores op de Cito-toetsen zijn eerst tot z-scores omgerekend (gemiddelde 0, standaardafwijking 1,0). Voor moedergezinnen is nog een vijfde onafhankelijke variabele toegevoegd: de interactie tussen samenstelling huishouden en kindertal. 12. Tabel 5 laat nog andere interessante resultaten zien. Het positieve effect van de variabele cohort*kindertal weerspiegelt het verdwenen negatieve effect van gezinsgrootte gedurende de jaren tachtig. De toegenomen effecten van beroep en opleiding van de moeder of vader zijn in deze analyse niet gecontroleerd voor die van de partner, en dus niet vergelijkbaar met vergelijkingen waarin die partners wel zijn opgenomen.

Literatuur Bodewes, E. (1988). Vader, kind en school; een vergelijking van de schoolloopbanden van kinderen uitvadergezinnen en uit tweeoudergezinnen. Doctoraal scriptie: Sociologie Rijksuniversiteit Groningen.

Mens en Maatschappij, 67e jaargang, nr. 1, februari 1992

43

Bosman, R. & W. Louwes (1982). Eenoudergezin en schoolprestaties. Sociologisch Instituut Rijksuniversiteit Groningen, Groningen. --- (1984). One-parent family and schoolachievement. Groningen: Vakgroep sociologie, Universiteit van Groningen. Paper voor the second international interdisciplinary congress on women Groningen, Netherlands. ' --- (1987). 'Schoolloopbanen van kinderen uit eenoudergezinnen en tweeoudergezinnen.' In: Selectie en kwalificatie in het onderwijs, onder redactie van G.W. Meijnen, A.F.M. Nieuwenhuis & J.L. Peschar. Swets & Zeitlinger, Lisse. p. 43-58. --- (1988). 'Eenouder- en tweeoudergezinnen en schoolloop banen.' Mens en Maatschappij, 63, p. 5-23. --- (1989). Gezinssituaties en onde~wijskansen.Een toetsing van verklaringen voor de schoolloopbaanverschillen tussen kinderen uit eenoudergezinnen en tweeoudergezinnen. Instituut voor Toegepaste Sociale Wetenschappen, Nijmegen. Centraal Bureau voor de Statistiek (1982). Schoolloopbaan en herkomst van leerlingen bij her voortgezet onde1wijs; cohort 1977, schoolkeuze. Staatsuitgeverij, Den Haag. Delft, M. van & M. Niphuis-Nell (1988). Eenoudergezinnen: ontstaan, leefsituatie en voorzieningengebruik. Sociaal en Cultureel Planbureau, Rijswijk. Gelder, K. van (1989). Kinderen van de rekening? Een-ouder-kinderen in de onderzoekslitteratuur. Nederlands Instituut voor Maatschappelijk Werk Onderzoek (NIMAWO), Den Haag.

44