Vlaanderen_gepeild_2007.pdf by Vlaanderen-be

Samenstelling Diensten voor het Algemeen Regeringsbeleid Studiedienst van de Vlaamse Regering

Verantwoordelijke uitgever JosĂŠe LemaĂŽtre Administrateur-generaal Boudewijnlaan 30 bus 23 1000 Brussel

Lay-out cover Diensten voor het Algemeen Regeringsbeleid Communicatie Patricia Van Dichel

Druk en lay-out Claes Printing NV, Bergensesteenweg 700B, 1600 Sint-Pieters-Leeuw

Depotnummer D/2007/3241/215

Bestellingen http://publicaties.vlaanderen.be

Delen uit deze uitgave mogen worden verveelvoudigd en openbaar gemaakt indien de auteur van de bijdrage en de titel van deze studie uitdrukkelijk als bron worden vermeld. Elke auteur is verantwoordelijk voor de inhoud van haar of zijn deel.

JAN PICKERY (RED.)

Vlaanderen gepeild! 2007

Voorwoord

Dit is de vijfde editie van onze studiedag Vlaanderen Gepeild en het gelijknamige congresboek. Boek en congres presenteren een brede waaier van onderzoek gebaseerd op de jaarlijkse Survey naar Socio-Culturele Verschuivingen in Vlaanderen (SCV-survey). Sinds 1996 wordt deze survey georganiseerd door de Studiedienst van de Vlaamse Regering (voorheen administratie Planning en Statistiek). Jaarlijks worden daarin ongeveer 1500 Nederlandstaligen tussen 18 en 85 jaar, woonachtig in het Vlaamse Gewest of het Brusselse Hoofdstedelijke Gewest, ondervraagd. De face-to-face enquête bevat een aantal jaarlijks terugkerende achtergrondvariabelen zoals geslacht, leeftijd, opleiding, beroep en gezinssituatie. Daarnaast zijn er eveneens jaarlijks terugkerende vragen rond sociale relaties (sportdeelname, cultuurdeelname, deelname verenigingsleven,...) en rond een aantal houdingen en attitudes (vertrouwen in de instellingen, tevredenheid met verschillende levensaspecten). Andere vragen worden periodiek herhaald zoals houdingen tegenover migranten, houdingen en gedragingen in verband met het leefmilieu en de adoptie van informatie- en communicatietechnologie. Tot slot is er een jaarlijkse variabele module met vragen over een actueel beleidsrelevant thema. Mobiliteit, sociale uitsluiting en solidariteit, ruimtelijke ordening en integratie van personen met een handicap kwamen hierbij reeds aan bod. Sinds 2002 schakelt de SCV-survey zich ook in in een internationaal surveyprogramma (International Social Survey Program – ISSP) wat data oplevert over onder meer burgerschap, familie- en geslachtsrollen en arbeidsoriëntatie, die vergelijkbaar zijn voor meer dan 30 landen. Door de jaren heen heeft de SCV-survey aldus een schat aan bruikbare informatie opgeleverd die beleidsrelevant is en bovendien kan dienen als basis voor wetenschappelijk onderzoek. Wij durven immers stellen dat de kwaliteit van onze data hoog is. Verschillende kwaliteitsindicatoren kunnen dat illustreren, zo ook de responsgraad. In 2006 werden 1540 respondenten geïnterviewd op 2323 geselecteerde personen, of meer dan 66%. Als alleen naar de inzetbare adressen wordt gekeken, bedraagt de respons zelfs meer dan 72%. Dat is meer dan behoorlijk. Dit resultaat is alleen mogelijk omdat het veldwerk, dat uitbesteed wordt aan een onderzoeksbureau, zeer nauwgezet opgevolgd wordt binnen de administratie.

| VOORWOORD

Ook aan de voorbereiding van de enquête (het trekken van de steekproef en het opstellen van de vragenlijst) wordt meer dan de nodige aandacht besteed. De respondenten werden geselecteerd met een gestratificeerde tweetrapssteekproef met clustering op het niveau van de postcode. Het steekproefplan daartoe werd ooit nog ontwikkeld door de afdeling Dataverzameling en -Analyse van het Departement Sociologie van de KULeuven. De Studiedienst van de Vlaamse Regering heeft dit plan later verfijnd en stelt het nu elk jaar zelf op. De aselecte steekproef in combinatie met de hoge respons maken dat onze survey representatief kan genoemd worden voor Vlaanderen. Daar waar er toch enige vertekening is – een zekere ondervertegenwoordiging van laaggeschoolden, zoals in vrijwel elke survey – wordt dit in de mate van het mogelijke rechtgetrokken met gewichten. Bij het opstellen van de vragenlijst wordt zoveel mogelijk gebruik gemaakt van vragen die reeds in ander wetenschappelijk onderzoek gevalideerd zijn. De selectie van de vragen gebeurt ook in overleg met een wetenschappelijk begeleidingscomité dat professoren van alle Vlaamse universiteiten bevat. Het volledige proces van de survey wordt bovendien elk jaar uitvoerig beschreven in een basisdocumentatie, zodanig dat alles zeer transparant verloopt en externe onderzoekers zich een correct beeld kunnen verschaffen van het materiaal waarmee zij aan de slag kunnen gaan. Zo willen wij het optimale gebruik van onze data verder aanmoedigen. Het wetenschappelijke begeleidingscomité heeft ook een bepalende rol gespeeld bij de selectie van de bijdragen in dit boek. Voor de editie 2007 hebben we immers voor de eerste keer een Open Oproep gelanceerd via de onderzoekscoördinatoren van de universiteiten. Die oproep resulteerde in zeventien onderzoeksvoorstellen, waarvan er uiteindelijk elf door het comité weerhouden werden. Het twaalfde artikel in dit boek situeert de SCV-survey in het Vlaamse en internationale surveylandschap. Tot die bijdrage van Jaak Billiet werd ook beslist door het begeleidingscomité. Hierbij willen we ineens Jef Breda, Mark Elchardus, Ignace Glorieux, John

VOORWOORD

Lievens, Geert Loosveldt, Geert Molenberghs en Marc Swyngedouw bedanken voor hun inzet in dat wetenschappelijke begeleidingscomité. Graag bedanken we ook de auteurs, zowel uit de onderzoekscentra als uit de Studiedienst van de Vlaamse Regering, voor hun interessante artikels. De gevarieerde thema’s en de beleidsrelevantie van de bijdragen spreken hopelijk een breed publiek aan. Alle artikels werden bovendien nagelezen door verschillende reviewers. Vrijwel alle medewerkers van de Studiedienst hebben hieraan meegewerkt. Verder deden wij voor deze editie een beroep op Gijs Beets (Nederlands Interdisciplinair Demografisch Instituut), René Bekkers en Beate Völker (beiden Universiteit Utrecht), Koen Breedveld (Mulier Instituut, Nederland), Paul Dekker, Saskia Keuzenkamp en Andries van den Broek (allen Sociaal Cultureel Planbureau, Nederland), Mieke Jansen (Universiteit Antwerpen), Ineke Nagel (Vrije Universiteit Amsterdam) en Steven Van de Walle (Universiteit Birmingham). Wij danken alle reviewers voor hun bruikbare opmerkingen die zeker tot een kwaliteitsverbetering van de artikels geleid hebben. De studiedag Vlaanderen Gepeild anno 2007 gaat door onder de auspiciën van de minister bevoegd voor de Studiedienst van de Vlaamse Regering, minister-president Kris Peeters, die we hierbij willen bedanken voor het ter beschikking stellen van de middelen voor het surveyonderzoek in opdracht van de Vlaamse Regering.

Josée Lemaître Administrateur-generaal Studiedienst van de Vlaamse Regering

| Voorwoord

Jan Pickery Projectcoördinator

INHOUDSTAFEL

Voorwoord

Het belang van regelmatig onderzoek naar opinies en houdingen in de bevolking Jaak Billiet

Verantwoordelijkheden voor de overheid? JA! Prestaties van de overheid? De Vlaamse mening is verdeeld. Ann Carton & Guy Pauwels

Meer tijd, meer geld, meer promotiekansen op het werk, ... De tevredenheid van de Vlaming. Een beschrijvende analyse, 1996-2006 Mark Elchardus & Wendy Smits

Wie participeert er (toch)? Patronen en factoren van verwachte en onverwachte participatie aan het verenigingsleven in Vlaanderen Caroline Gijselinckx & Maxime Loose

114

Naar een vergrijzing van het verenigingsleven? Trends in de participatie aan het verenigingsleven in Vlaanderen, 1998-2006. Marc Hooghe & Ellen Quintelier

141

167

INHOUD

Vlamingen over homo’s: loopt het beleid voorop? Attitudes tegenover holebi’s en holebiseksualiteit in Vlaanderen Jan Pickery & Jo Noppe

199

Breedtesport in Vlaanderen gepeild. Trends en profielen 1999-2006 Jeroen Scheerder, Guy Pauwels & Bart Vanreusel

225

Balanceren op de scheidingslijn tussen werk en gezin. Werk-gezin conflict en tevredenheid in Vlaanderen en andere Westerse landen Sara Symoens & Piet Bracke

262

De determinanten van het werk-privé en privé-werk conflict Onderzoek op basis van de SCV-survey 2005 Elke Valgaeren & Marjan Van Aerschot Huwelijk en kinderen als sleutel tot geluk? Een studie naar culturele en institutionele verschillen inzake het effect van huwelijksstatus en kinderen op het geluk en de tevredenheid met het gezinsleven van mannen en vrouwen in 21 landen Sofie Vanassche, Gray Swicegood & Koen Matthijs

298

Uitstel van ouderschap in het Vlaamse Gewest, 2002-2006. Werkloosheid en werkonzekerheid vertragen de stap naar het moederschap bij de start van de 21ste eeuw Jan Van Bavel & David De Wachter

359

SAMENVATTINGEN

398

ABSTRACTS

405

OVER DE AUTEURS

412

| INHOUD

324

Het belang van regelmatig onderzoek naar opinies en houdingen in de bevolking Jaak Billiet • Centrum voor Sociologisch Onderzoek, K.U.Leuven

1. Inleiding Sedert 1996 onderzoekt de administratie Planning en Statistiek (APS) – sinds 2006 Studiedienst van de Vlaamse regering (SVR) - in opdracht van de Vlaamse overheid, en naar het voorbeeld van andere West-Europese landen zoals Nederland en Groot Brittannië, jaarlijks een aantal sociaal-culturele veranderingen in Vlaanderen. Daartoe werd een meetinstrument ontwikkeld “Sociaal-culturele verschuivingen in Vlaanderen” (afgekort SCV) dat naast het vast gedeelte van sociale achtergrondkenmerken (of zgn. demografische variabelen). en naast specifieke thema’s die door de Vlaamse administratie gesuggereerd worden, een aantal modules rond houdingen en waarden bevat die regelmatig terugkeren. Verscheidene van deze zogenaamde ‘subjectieve’ sets van indicatoren worden sindsdien jaarlijks gepubliceerd in VRIND (Vlaamse Regionale Indicatoren) waardoor ze toegankelijk zijn voor een ruim geïnteresseerd publiek. Daarnaast wordt om de twee jaar een bundel gepubliceerd waarin onderzoekers van de verschillende universiteiten thema’s uit de SCV-survey aan een diepgaande analyse onderwerpen en waarin de opgemerkte trends getoond en verklaard worden. De resultaten worden telkens voorgesteld tijdens een studiedag. Voorliggende bundel is de vijfde op rij, richt zich op thema’s die in de recente SCV-surveys aan bod komen, en probeert die ook te plaatsen in het kader van vorige bevindingen. De bedoeling van deze jaarlijkse sociaal-cultureel survey wordt uiteengezet in de bijdrage van Luc Bral “Culturele verschuivingen in Vlaanderen. Een survey-instrument voor de Vlaamse overheid” (1998). Het onderzoek wordt voorgesteld als een nieuw kanaal waarlangs de overheid zich een beeld kan vormen van wat onder de bevolking leeft. Dit bijkomend kanaal zou nodig zijn omdat de voorkeuren en waarden in de bevolking steeds meer verscheiden geworden zijn zodat ze niet meer hoofdzakelijk langs de bestaande organisaties in het middenveld opgevangen worden. Het instrument dat de sociaal-culturele verschuivingen in de totale bevolking wil peilen heeft bijgevolg nood aan een betrouwbaar staal dat de verscheidenheid ten volle aan de oppervlakte brengt. Ik zal verder nog terugkomen op de betrouwbaarheid van de steekproef omdat deze vanuit de geschetste doelstelling het methodologische purisme,

belang van opinieonderzoek

overstijgt en duidelijk verband houdt met de hoofdbedoeling van het instrument: betrouwbaar inzicht verwerven in maatschappelijke trends. In dit hoofdstuk zal de ‘voorbeeldige’ methodologie die binnen de SCV-survey (vooral vanaf 2000) wordt toegepast onder ogen genomen worden, met daarbij de nadruk op het (politieke) belang van betrouwbare peilingen in opdracht van de overheid. Vooraf wordt echter nagegaan wat het maatschappelijke en wetenschappelijke belang is van het onderzoek naar de thema’s die in SCV aan bod komen.

2. Het belang van het onderzoek naar houdingen en waarden Om deze onderneming wat minder abstract te maken bekijken we eerst de verschillende concepten die regelmatig in SCV gemeten worden. Daarna gaan we in het algemeen na waarom het opstellen van attitude-indicatoren kan wedijveren met het onderzoek naar zogenaamde objectieve sociale indicatoren. Nadien wordt verduidelijkt hoe de overheid gebruik kan maken van dit soort gegevens, en welke problemen zich daarbij kunnen voordoen. Dit eerste deel sluit af met enkele beschouwingen over het wetenschappelijk belang van de SCV-surveys.

2.1. De onderzochte trends Vier brede thema’s zijn volgens plan in elke survey aanwezig. Deze zijn het algemeen welbevinden van de burger, politieke houdingen en gedragingen, verwachtingen tegenover de overheid en de houding tegenover vrije tijd en arbeid. In elke survey komen deze thema’s aan bod maar dient men natuurlijk ook omwille van de beschikbare tijd voor een interview een keuze te maken. Daarom komen sommige van de concrete subthema’s maar om de twee à drie jaar aan bod. Ik geef enkele voorbeelden van regelmatig voorkomende thema’s: het vertrouwen in instellingen (jaarlijks behalve in 2001 en 2003); tevredenheid met verscheidene aspecten van het leven (elk jaar met uitzondering van 2001 en 2002); toekomstverwachtingen (tussen 1996 en 2002, en opnieuw in 2006); set van uitspraken rond individualisme (bijna jaarlijks van 1996 tot 2002 en opnieuw vanaf 2006); opvattingen in verband met rolpatronen (1996, 2006 en voorzien in 2008); permissiviteit en normbesef (1996, 2002 en voorzien in 2009); anomie (1998 en 1999 en opnieuw voorzien in 2008 en 2009); tevredenheid met de democratie en werking van de overheid, politieke machteloosheid en onveiligheidsgevoel (elk vrijwel om de twee jaar); individu in de samenleving (in 2000, 2001 en 2002 en opnieuw in 2009); belang van maatschappelijke thema’s (bijna jaarlijks met kleine onderbreking in 2001-2002 en 2004-2005); houding tegenover milieu (om de vier jaar); houding tegenover nieuwkomers (om de drie jaar); tevredenheid met gemeente en directe leefomgeving (vanaf 2004 tweejaarlijks); peiling naar

| Billiet

het survey klimaat (vanaf 2000 jaarlijks). Dit laatste is één van de maatregelen met het oog op de kwaliteitsverbetering van de gegevens vanaf 2000, maar hierover later meer. Bovenstaand lijstje is maar een greep uit de onderwerpen, want zoals al meegedeeld wordt in elke survey gepeild naar de sociaal-demografische kenmerken van de ondervraagden. Het gaat hier dan om de klassieke achtergrondkenmerken zoals leeftijd, sekse en onderwijs, maar ook de deelname aan activiteiten (kerkbezoek bijvoorbeeld). lidmaatschap van verengingen, betrokkenheid bij de buurt en bij andere sociale netwerken. Daarnaast zijn er ook thema’s waaraan de overheid bijzonder belang hecht, zoals bijvoorbeeld levenslang leren en het gebruik van ICT. Maar het is duidelijk dat in de regelmatig terugkerende modules veel belang gehecht wordt aan de subjectieve kant: hoe mensen zich voelen en welke opvattingen en waarden ze hebben. Wat is het nut daarvan?

2.2. Waarom metingen van zgn. ‘subjectieve’ indicatoren? Er wordt in de SCV-survey veel moeite gedaan om zo objectief mogelijk metingen uit te voeren met het oog op vergelijkingen doorheen de tijd, maar het gaat dan wel om metingen van wat zich in de hoofden van de volwassen Vlamingen afspeelt. Wat is het nut daar van? Er is daarover in de sociale wetenschappen heel wat discussie, en er zijn voor- en tegenstanders. Voorstanders van de meting van objectieve indicatoren beweren dat dit soort indicatoren minder gevoelig is voor meetfouten, dat externe controle van de geldigheid mogelijk is met behulp van officiële statistieken, dat ze minder gevoelig zijn voor oppervlakkige schommelingen, en dat ze minder controversieel zijn dan indicatoren die opgebouwd zijn met behulp van vragen over attitudes en waarden. We weten sinds de beroemde studie van Lapierre (1934) maar al te goed dat het niet correct is om te veronderstellen dat een antwoord op een attitudevraag in een vragenlijst in werking treedt wanneer de situatie die in de vraag beschreven wordt zich voordoet (Linn, 1965: 353). Maar dit betekent niet dat de studie van verbale expressies van ideeën geen betekenis zou hebben. De prominente socioloog Robert Merton formuleert dit als volgt: “Overt actions do not necessarily reflect verbal actions and may deliberately conceal or disguise them, but it is sometimes valuable to know a person’s opinion even if it is not directly related to his behaviour” (Merton, 1940: 21). Het is bij opinieonderzoek overigens mogelijk om de band met potentieel gedrag wat sterker te maken door naast de richting van de opinie ook nog de zogenaamde “attitudesterkte” te meten (Billiet, 1993a: 149-150; Billiet, 1993b: 72-74). Het concept “attitude strength” refereert aan het belang van het bevraagde attitudeobject voor de respondent (Scott & Schuman, 1988).1 1

Andere opvattingen over “attitude strength” leggen de nadruk op andere aspekten van attitudes zoals hoge mate van toegankelijkheid (bij opzoeken in geheugen), interne consistencie, extremiteit, kennis, intensiteit en een lage mate van ambivalentie (Abelson: 1988; Krosnick, 1988),

BELANG VAN OPINIEONDERZOEK

Het argument van Merton met betrekking tot het belang van onderzoek naar subjectieve toestanden zoals opinies, attitudes, en waarden is niet het enige. Daarnaast kan gewezen worden op de omstandigheid dat zogenaamde objectieve gegevens zoals bijvoorbeeld cijfers over criminaliteit zwaar onderschat kunnen zijn, dat sommige objectieve indicatoren slechts een betekenis krijgen door ze te verbinden met subjectieve interpretaties. De lage correlatie tussen feitelijke criminaliteit in de omgeving en het onveiligheidsgevoel is daar een voorbeeld van. Daar is het ook duidelijk dat de voorstellingen die men heeft en de gevoelens, een relevante werkelijkheid op zichzelf zijn waar overheden best rekening mee houden. De levenskwaliteit is een ander voorbeeld. Men kan objectieve gegevens aanbrengen maar uiteindelijk is de subjectieve ervaring van deze kwaliteit en de evaluatie ervan maatschappelijk minstens even belangrijk (Jowell, 2006). Sommige aspecten van het sociale leven zijn alleen maar te onderzoeken via de subjectieve uitingen. Kortom waarden en attitudes maken wel degelijk iets uit, maar het is dan natuurlijk aan te raden dat vragenlijsten niet uitsluitend uit ‘subjectieve metingen’ bestaan (Jowell, 2006: 192-194). Overigens zijn de termen ‘objectief’ en ‘subjectief’ niet helemaal adequaat. Wetenschappelijk uitgevoerd onderzoek probeert immers om attitudes en waarden zo objectief mogelijk te meten, rekening houdend met vertekening en meetfouten.

2.3. Hoe gebruiken overheden gegevens van onderzoek naar de publieke opinie? De jaarlijkse metingen over het vertrouwen in de instellingen worden regelmatig door politici van de meerderheid gebruikt om aan te tonen dat ‘men’ goed bezig is. Tijdens de voorbije verkiezingscampagne is mij dat een paar keer opgevallen. En inderdaad, als men naar het vertrouwen in de Vlaamse politieke partijen, het Vlaamse parlement, de Vlaamse regering, en de Vlaamse administratie kijkt, dan kan men niet besluiten dat het vertrouwen er sinds 1996 op achteruit gaat. Integendeel, sinds 2005 en 2006 neemt, na een dieptepunt in 2004, het vertrouwen in de Vlaamse regering beduidend toe (VRIND 2007: 22). Zulke impliciete verbinding van regeerperiodes met culturele verschuivingen zijn natuurlijk te algemeen om echt bruikbaar te zijn, maar wellicht houden sommigen zich wel bezig met het indelen van deze lange periode tussen 1996 en 2006 volgens de opeenvolgende coalities. De bevindingen van de SCV-survey van 2006 dat de Vlamingen gelukkig en tevreden zijn, en zich nog het meest van al zorgen maken over het verlies van normen en waarden, zijn een dankbare gelegenheid om als nieuwe minister-president met deze boodschap in het nieuws te komen (zie: De Morgen, 7 juli 2007: 1). Een gelijkaardig voorbeeld van veelvuldig gebruik van gegevens uit peilingen over de tijd zijn de cijfers over onveiligheidsgevoelens. Deze twee thema’s zijn in het verleden het onderwerp geweest van studies in ‘Vlaanderen gepeild’ (Smits en Elchardus, 1998; Elchardus en Smits, 2001; Kampen en Van de Walle, 2003; Elchardus en Smits, 2003). Het onderzoek naar de evolutie in het zich bedreigd voelen door migranten wordt

10 | Billiet

eveneens gebruikt als graadmeter van succesvol beleid maar er is op dit bebied niet veel verandering te bespeuren in de publieke opinie. Na een lichte daling van de gevoelens van dreiging op het einde van de jaren negentig zitten we opnieuw op het niveau van 1991 (Billiet en Meuleman, 2005). Het proberen te verbinden van (doorgaans lichte) wijzigingen in de antwoordverdelingen op attitudeitems met de kleurenmix van politieke meerderheden is nu niet precies de meest krachtige vorm van onderzoek naar de publieke opinie. Te veel voorwaarden moeten immers vervuld zijn om tot verandering te kunnen besluiten (zie hiervoor Meuleman en Billiet, 2005a), laat staan deze causaal toe te wijzen aan beleidsvoering in een bepaalde periode door welbepaalde politici. De potentiele bruikbaarheid van opinieonderzoek voor beleidsvoering is veel rijker dan het proberen aantonen hoe goed men zelf, of hoe slecht de tegenstander, het wel doet. In de “Pulse of Democracy” beschouwt George Gallup, de pionier van peilingen naar de publieke opinie, zulke peilingen als steekproefreferenda die de politici informeren omtrent publieke attitudes en als een mogelijkheid om de beleidsbeslissingen beter af te stemmen op wat onder de bevolking leeft. Op die wijze zouden opiniepeilingen een instrument zijn om de kloof te overbruggen tussen de bevolking en degenen die beslissingen nemen in hun plaats (Gallup en Rae, 1940: 14). Dit is natuurlijk een zeer optimistische visie die voorbijgaat aan de omstandigheid dat politici hun eigen peilingen bestellen (Page, 2006) en dat ze selectief met de resultaten rekening houden. Voor zover ik kan nagaan is de druk vanuit de Vlaamse overheid op de inhoud van de SCV-surveys al bij al echter heel beperkt gebleven. De organisatoren van de jaarlijkse survey houden natuurlijk rekening met beleidsrelevante thema’s bij de keuze van de modules (bijvoorbeeld ITC, levenslang leren...) maar daar kan men weinig op tegen hebben. Ooit werd de deelname aan het International Social Survey Programme (ISSP) in 2003 even onderbroken omwille van (toen) te politiek gevoelig (de module over nationale identiteit). Maar buiten de wisselende ondertitels van Vlaanderen Gepeild (“waardenonderzoek” in 1998; “burgeronderzoek” in 2001, en nadien gewoon studiedag met het jaartal) vindt men omzeggens geen tekens van politieke bemoeienis. De inhoud van de gemeten attitudes en waarden gebeurt via eigen studiewerk van de SVR in samenwerking met de academische wereld. Ik beschik niet over gegevens die haarfijn aantonen hoe intens de Vlaamse overheid gebruik maakt van de resultaten van de SCV-surveys, maar uit wat men af en toe sporadisch verneemt en vooral uit het gegeven dat die overheid bereid is daar jaar na jaar een aanzienlijk bedrag aan te besteden en er gekwalificeerd personeel voor in te zetten, mogen we aannemen dat deze survey op verschillende niveaus beluisterd wordt. De Vlaamse overheid maakt in elk geval ruimschoots gebruik van gegevens uit de SCV-survey bij het opstellen en opvolgen van

BELANG VAN OPINIEONDERZOEK

het Pact van Vilvoorde (X., 2006) en bij de jaarlijkse uitgave van VRIND. De overtuiging dat de politiek verkozenen zich in hun keuzen laten leiden door de bevindingen van peilingen naar de opvattingen van de burgers leeft ook onder politieke wetenschappers (bijvoorbeeld Ginsberg, 1986; Geer, 1996) zonder dat daarvoor harde bewijzen aangevoerd worden. Ook journalisten nemen doorgaans aan dat politici beïnvloed worden door resultaten van peilingen (Page, 2006: 11-12). Dat is wellicht een van de verklaringen waarom zij zo graag resultaten als “waarheden” publiceren. Dit geeft een gevoel van invloed. Men kan in de cyclus van beleid een aantal fasen onderscheiden. Doorgaans heeft men het over de fase van agendasetting, de ontwikkeling van beleidsalternatieven, de keuze van de het te voeren beleid, de communicatie over deze keuze, de implementering van de gemaakte keuze, en tenslotte de evaluatie van de uitvoering (Howlett en Ramesh, 2003). Gedurende elk van deze fasen kan de informatie uit opiniepeilingen een rol spelen. Zo kan de aandacht van politici op bepaalde thema’s worden getrokken tijdens de periode van de agendasetting. Bij de studie van mogelijke beleidsalternatieven kan informatie uit peilingen aangebracht worden om bij de keuze in de richting te schuiven van alternatieven waarvan men veronderstelt dat ze steun vinden bij de meerderheid van de kiezers. Bij de eigenlijke keuze van een beleidsalternatief of van bepaalde aspecten kan de informatie uit opiniepeilingen doorslaggevend zijn. Resultaten van opiniepeilingen kunnen ook gebruikt worden om coalitiepartners of politieke tegenstanders te overtuigen van een standpunt. Eens een beleidskeuze gemaakt is wordt deze gerechtvaardigd door te verwijzen naar de publieke opinie die de gemaakte keuze genegen zou zijn. Opinieonderzoek kan helpen bepalen welk de meest effectieve wijze is om gemaakte keuzen te implementeren. Tijdens de fase van evaluatie van het beleid kan opinieonderzoek nuttig zijn om te peilen naar de tevredenheid van de burgers met het beleid (Page, 2006: 54-55). Ik heb helemaal niet de indruk dat de SCV-surveys doelbewust worden opgezet om in alle fasen van de beleidscyclus de overheid te ondersteunen. Dit is trouwens ook buiten Vlaanderen niet het geval. Zo blijkt bijvoorbeeld uit Canadees onderzoek onder zevenentwintig bevoorrechte getuigen uit de overheidsadministratie, de regering, en verantwoordelijken van peilinginstituten, dat opiniepeilingen hoofdzakelijk worden ingeschakeld bij de communicatie over het beleid (rechtvaardiging) en bij de agenda setting (monitoring), en zelfs dat moet niet overdreven worden (Page, 2006: 57-58). Globaal blijkt uit het onderzoek naar het gebruik van opiniepeilingen in het kader van beleidsvoering dat deze vooral een plaats hebben in het kader van communicatie over beleid (Page, 2006: 79). Men moet hierbij bedenken dat resultaten van peilingen niet alleen gebruikt worden in de communicatie van overheid naar burgers, maar evenzeer als tactische agendasetting binnen departementen waar het argument van de publieke opinie een bijkomend element van overtuigingskracht kan zijn bij interne discussies.

12 | Billiet

2.4. Problemen bij het politieke gebruik van opiniepeilingen Over de vraag of bovenvermeld gebruik van opiniepeilingen wenselijk is, zijn de meningen meer verdeeld dan over de vraag hoe ze gebruikt worden. Het aanwenden van peilingresultaten door beleidsvoerders zou te veel de principes en waardebetrokken standpunten in de verdrukking brengen. De critici op peilingen argumenteren dat peilingen niet steeds verantwoordelijkheid bevorderen. Regeerders zouden zich te veel laten leiden door de zogenaamde “publieke opinie”. Het tegendeel is eveneens mogelijk omdat peilingen een hulpmiddel kunnen zijn voor de regeringen om de publieke opinie te manipuleren. Ze worden gebruikt als legitimatie van het beleid met het oog op aanvaardbaarheid door de kiezers (Page, 2006: 13). Deze gedachte wordt vertolkt door ondermeer Benjamin Ginsberg in zijn essay “Polling and the Transformation of Public Opinion” (1984). Daarin wordt gesteld dat het gebruik van peilingen naar opinies verantwoordelijk is voor een verandering in de relatie tussen de overheid en de publieke opinie. Peilingen vertalen individuele opvattingen in een collectieve publieke opinie en dit is een tegenwicht voor de “opinie” van drukkingsgroepen (Ginsberg, 1984), maar dit kan op een gebrekkige en vertekende wijze gebeuren waardoor een misleidend beeld ontstaat dat afwijkt van de werkelijke zorgen van de bevolking. Zo wordt bijvoorbeeld doorgaans geen onderscheid gemaakt tussen de opinies van burgers met sterke gevoelens over de thema’s (sterke attitudes) en de brede middenmoot met weinig uitgesproken opvattingen. Precies omwille van het gevaar dat de overheid op een verkeerd been gezet wordt of omwille van de mogelijkheid dat de publieke opinie door resultaten van peilingen gemanipuleerd wordt, is het correct, betrouwbaar en geldig meten van opinies een dwingende plicht.2 We komen hier nog op terug omdat deze kwaliteit precies één van de onderscheidende kenmerken is van de SCV-surveys. Omdat de SCV-survey een regelmatig terugkerend algemeen sociaal-cultureel onderzoek is, heeft hij niet de mogelijkheden van peilingen die specifiek worden opgezet om ondersteunend te zijn voor één of meerdere specifieke fasen in het proces van beleidsvoering. Het is al voldoende duidelijk geworden dat dit ook niet de bedoeling is van SCV. Men mag daaruit echter niet besluiten dat deze survey helemaal niet nuttig zou zijn voor het beleid. De thema’s die erin behandeld worden bestrijken centrale beleidsdomeinen van de Vlaamse overheid, en zonder dit rechtstreeks te koppelen aan specifieke beleidsdaden geeft het, dank zij het repititief karakter, de mogelijkheid om trends op het spoor te komen. Wetenschappelijk is het moeilijk om buiten volwaardige experimenten gevolgen met oorzaken te verbinden. Als men echter over een voldoende lange tijdsreeks beschikt en wanneer men op geregelde tijden duidelijke 2

Een voorbeeld hiervan is het voorleggen van lange lijsten met onderwerpen via de telefoon waarbij de ondervraagden telkens moeten aanduiden wat zij belangrijk vinden. Door deze werkwijze krijgt men een grove overschatting van het belang dat de burgers werkelijk hechten aan sommige onderwerpen.

BELANG VAN OPINIEONDERZOEK

veranderingen in het beleid kan aflijnen, dan kan zo’n survey het statuut verwerven van een ‘quasi experiment’ (Loosveldt, 2001: 173-174). Met de nodige reserve en mits het kaderen van de resultaten in een breder maatschappelijke context, zijn bedreven onderzoekers in staat om uitspraken over effecten van beleid voldoende geloofwaardig te maken.

2.5. De academische belangstelling voor de SCV-survey Heeft de academische wereld belangstelling voor de jaarlijkse SCV-survey en wat mag de reden voor de wetenschappelijke belangstelling dan wel zijn? Wij beschikken wel over enkele indicatoren die er op wijzen dat vanuit de Vlaamse universiteiten, meer in het bijzonder de faculteiten sociale wetenschappen, veel belangstelling bestaat voor deze survey. Van bij de planning in 1995 werden onderzoekers uit de verschillende universiteiten bij het opzet betrokken. Uit elke universitaire instelling maakt sindsdien minstens één gespecialiseerd academicus deel uit van de stuurgroep. Een paar daarvan hebben omzeggens geen enkele stuurgroep gemist, anderen zijn steeds aanwezig op de momenten waarop de thema’s voor het komend survey vastgelegd worden. Een ruimere en wisselende groep werkt intens mee aan de voorbereiding van de vragenlijst en de selectie van het onderzoeksbureau dat de gepande peiling voor dat jaar zal uitvoeren. Hieruit kan men afleiden dat er in de academische wereld wel degelijk belangstelling bestaat voor de survey. Maar er is veel meer. Elke twee jaar worden tien tot twintig onderzoekers bereid gevonden om, onder weliswaar zeer interessante voorwaarden,3 een analyse uit te voeren op een onderdeel van de survey en hierover een hoofdstuk te schrijven voor ‘Vlaanderen Gepeild’. De hoofdstukken van het boek worden intern en sinds 2003 ook extern beoordeeld, en in principe is afwijzing mogelijk. Als men de inhoud van de gepubliceerde stukken bekijkt, dan valt het op dat het vaak gaat om theoretisch verantwoorde studies waarin actuele maatschappelijk thema’s worden aangesneden die volgens de op dat moment meest geschikte methoden worden onderzocht. In een periode waarin binnen sommige universiteiten de jonge onderzoekers onder grote druk staan om op de eerste plaats hun studies op de internationale markt (liefst in het Engels) aan te bieden in door peers gereviewde tijdschriften en boeken - want vooral dàt telt voor aanstellingen of bevorderingen - worden onderzoekers dankzij de tweejaarlijkse studiedagen aangespoord om onderzoek te verrichten rond maatschappelijke thema’s in Vlaanderen, en inzichten te verspreiden ten behoeve van de eigen bevolking. Om dit nog meer concreet te maken geef ik een kort overzicht van de thema’s die aangesneden worden in ‘Vlaanderen Gepeild’ van 2007. Wat verwachten Vlamingen van hun overheid? Hoe staat het met het persoonlijk geluk en met de levenstevredenheid? Welke zijn de ontwikkelingen in de deelname 3

Ze krijgen daar ongeveer twee tot drie maanden onderzoekstijd voor.

14 | Billiet

aan het verenigingsleven of hoe is het gesteld met het zgn. sociaal kapitaal in Vlaanderen? Hoe kan de deelname aan cultuur geldig gemeten worden? Welke attitudes hebben Vlamingen tegenover holebi’s? Hoe zit het met de deelname aan sportactiviteiten, en zijn de Vlamingen sportief? Verder behandelt de publicatie dit jaar de impact van gezinsbeleid in het kader van de ‘work-life’ spanning? Hier zullen duidelijke vergelijkingen met andere Europese landen of regio’s gebeuren. Aan de hand van ISSP gegevens wordt gekeken naar veranderende gezinspatronen en sekserollen. Ten slotte wordt het uitstel van ouderschap onder ogen genomen. ‘Vlaanderen Gepeild’ van 2007 wordt gekenmerkt door een brede interdisciplinariteit. Naast de klassieke aanwezigheid van sociologen, politieke wetenschappers, en communicatiewetenschappers treft men er deze keer ook bewegings- en revalidatiewetenschappers aan. Aan nagenoeg alle universitaire instellingen worden de gegevens van de SCV-surveys jaar na jaar gebruikt in het kader van eindwerken van studenten. Over hoeveel thesissen het gaat weten we niet. Wel is bekend dat de gegevens regelmatig voor dit doel worden opgevraagd door universitaire onderzoeksgroepen. Men kan in het kader van het wetenschappelijk onderzoek ook nog de aandacht vestigen op de ‘drop off’ module met de thematische vragen uit het ‘International Social Survey Program’. Daardoor beschikken Vlaamse onderzoekers sinds 2002 (met uitzondering van 2003) over gegevens die directe internationale vergelijkingen toelaten vermits deze module voor een groot aantal landen beschikbaar is. Overigens staat de SCV-survey niet alleen als herhaald sociaal onderzoek. Sinds 2002 wordt in Vlaanderen zoals overal elders in Europa de ‘European Social Survey’ uitgevoerd. Daarin wordt eveneens gepeild naar attitudes en waarden met een aantal andere accenten dan in SCV. Op deze wijze kunnen de twee surveys complementair zijn en voorzien zij de overheid van beleidsrelevante informatie. De complementariteit van het ESS kan blijken uit de roterende modules die tot nogtoe aan bod kwamen: houdingen tegenover immigratie, burgerschap, economische ethiek, medische consumptie, de combinatie van werk en gezin, welvaart en welzijn, fasen in de levenscyclus. Subjectief welzijn en ‘ageism’ staan op het programma van de vierde ronde van ESS van 2008. Met ESS en SCV samen wordt regelmatig een breed domein van beleidsrelevante thema’s bestreken zonder dat er een directe en specifieke sturing door de overheid is. De SCV-survey wekt vooral de belangstelling op van onderzoekers omdat hij toelaat om maatschappelijke trends te bestuderen op middellange termijn. Momenteel kunnen al uitspraken gedaan worden over veranderingen sinds 1996, maar naarmate er meer tijdseenheden in deze tijdreeks opgenomen worden zal het mogelijk zijn om theoretisch geformuleerde hypothesen over maatschappelijke en culturele veranderingen te testen over langere periodes. De SCV-survey is als rode wijn, die wordt beter met de tijd. Voorwaarde is natuurlijk dat het product bij

BELANG VAN OPINIEONDERZOEK

de aanmaak van hoge kwaliteit is. Op twee peilingen na in 1998 en 1999 is deze voorwaarde vervuld. De SCV-surveys worden sindsdien uitgevoerd volgens de strikste wetenschappelijke criteria en ze behoren daarmee tot de betrouwbaarste peilingen in Vlaanderen. Daarover meer in het tweede deel van deze bijdrage.

3. De ene peiling is de andere niet: over de kwaliteit van de SCV-survey Bij de behandeling van het gebruik van peilingen door de overheid werd gewezen op het grote belang van betrouwbare peilingen. Onbetrouwbare peilingen kunnen de opdrachtgevers en gebruikers op het verkeerde been zetten. Dit ligt nog fris in het geheugen. Onder invloed van de mediapeilingen gingen velen in Vlaanderen er van uit dat het land bijna naadloos in de richting van een rooms-rode coalitie werd gedreven. De ontreddering bij SP.A-Spirit was zo groot omdat men helemaal niet verwacht had om op de vierde plaats te belanden na Open VLD. Deze laatste kon zich refererend naar de slechte voorspellingen als quasi overwinnaar profileren (zie o.m. Huyse in De Standaard, 28 juni 2007: 21). Toegegeven, met peilingen over gedragingen die nog moeten plaats hebben kan men nooit veel eer halen, tenzij toevallig eens. Als echter systematisch bepaalde segmenten uit de bevolking niet bereikt worden, of bepaalde trends helemaal niet opgemerkt worden, dan is er meer hand de hand dan alleen maar toevallig pech hebben.

3.1. Wat is er aan de hand met de inflatie aan mediapeilingen? De reden waarom mediapeilingen in Vlaanderen niet in staat zijn om trends te achterhalen, of waarom zij er vermoedelijk ook vaak naast zitten bij onderwerpen die in tegenstelling tot kiesgedrag nadien niet te controleren zijn, ligt vooral bij de gebruikte methodologie. Er wordt gewerkt met zeer gebrekkige steekproeven waarin bepaalde segmenten uit de bevolking ondervertegenwoordigd zijn en waarbij de mogelijkheid tot zelfselectie te groot is. In een dergelijk geval kan men strikt genomen zelfs geen beroep meer doen op de wetten van het toeval. Het is het dus onmogelijk om te bepalen hoe groot de kans is op een vergissing van een bepaalde omvang, en dat is precies de essentie van het gebruik van toevalsteekproeven. De vragen hierover in de technische fiches van de â€˜Belgische vereniging van marktonderzoekersâ€™ (Febelmar) worden weliswaar naar de vorm allemaal netjes beantwoord, maar de informatie is oppervlakkig en niet correct wat de steekproef, de steekproeffouten en de non-respons aangaat. Over indicaties van systematische bias wordt niet gesproken. Vaak worden niet eens toevalsteekproeven uit de totale bevolking getrokken. Men maakt gebruik van aangelegde databases van ondervraagden die in het verleden al eens hebben meegewerkt zodat men steeds in dezelfde vijver blijft vissen. Het voornaamste probleem bij peilingen via de telefoon is doorgaans de steekproef. Indien men zich baseert op telefonische

16 | Billiet

peilingen, dan zijn grote segmenten zonder vaste telefoon systematisch minder bereikbaar. Zo weet men bijvoorbeeld uit een studie van de Studiedienst van de Vlaamse regering (SVR, voorheen APS) dat alleenstaande vrouwen met kinderen sterk ondervertegenwoordigd zijn (Pickery en Carton, 2005). Over het algemeen is dat ook het geval voor meer mobiele inwoners en alleenstaanden omdat bij ‘non-contact’ niet vaak genoeg opnieuw getracht wordt om de geselecteerde respondent aan te treffen. De respons wordt bij telefonische studies bovendien te hoog gerapporteerd als men de strikte definitie van AAPOR (2006) als richtlijn volgt. Er zijn voorbeelden van peilingen bekend waar de respons op de al onvolmaakte steekproef nog geen 30% bedraagt. De gevolgen zijn waarschijnlijk niet altijd even nefast voor het schatten van parameters in de bevolking. Alleen weet men niet wanneer de cijfers al of niet te betrouwen zijn want het wegen van steekproeven op basis van bekende verdelingen in de populatie kan soms tot grote vertekeningen leiden in de (onbekende) antwoordverdelingen of relaties waar men werkelijk belangstelling voor heeft. Ik heb daar voorbeelden van. Men moet daar dus best niet te roekeloos mee omspringen. Nog meer problematisch zijn de internetpeilingen als ze gebruikt worden om te achterhalen hoe het met attitudes en waarden in de totale bevolking gesteld is. Zulke websurveys zijn bedrieglijk omdat ze de opdrachtgever op zeer korte termijn antwoorden van vele duizenden ondervraagden kunnen bezorgen. Maar daarom zijn deze gegevens niet betrouwbaarder want de systematische fouten in de steekproef worden niet ongedaan gemaakt door heel veel mensen te ondervragen, integendeel soms. De onbetrouwbaarheid van dergelijke peilingen verschilt van onderwerp tot onderwerp. Algemeen kan men zeggen dat dit geen geschikt instrument is voor het peilen naar houdingen tegenover maatschappelijke onderwerpen en voor het onderzoek naar waarden. Redenen hiervan zijn de onvoldoende dekking van de bedoelde bevolking en de hoge mate van zelfselectie.4 De grove onderschatting van de wekelijkse kerkpraktijk is daar een illustratie van. In januari 2006 berichten Het Nieuwsblad en Het Volk op grond van hun ‘Grote Geloofsenquête’ uitgevoerd door iVOX dat nog maar 3,7% van de Vlamingen wekelijks naar de kerk gaat. Dit wordt door andere media overgenomen, ook door het VRT avondnieuws. Wél vermeldt Het Nieuwsblad terloops dat de K.U. Leuven hogere cijfers heeft. Wandelgangen van Radio 1 vermoedt dat er iets niet klopt en vraagt om duiding. De Morgen confronteert dit laag cijfer met de tweejaarlijkse onderzoeken van de European Social Survey want die geven ook andere cijfers. Voor Vlaanderen zien we in echte toevalsteekproeven een wekelijkse kerkpraktijk van 12% op het einde van 2002, en 10% op het einde van 2004. Deze cijfers komen overeen met de 4

Zo’n 37,3% van de Vlaamse huisgezinnen heeft geen toegang tot het internet volgens de SCV-survey van 2006 (gewogen data), In de ongewogen data is dit lager (34,5%) en dit wijst er op dat dit aantal wat onderschat wordt omwille van de non-respons.

BELANG VAN OPINIEONDERZOEK

bevindingen uit het verkiezingsonderzoek (ISPO) van 2004 en met de jaarlijkse peilingen van de SCV-survey dat in 2006 nog een percentage wekelijkse kerkgangers van 7,5% laat optekenen, met daarnaast 3% dat meedere keren per maand deelneemt aan kerkelijke erediensten, dus samen rond 10%.5 Vanwaar dit verschil tussen ESS, ISPO en SCV enerzijds en iVOX anderzijds? Dit laatste werkt via het internet. Het gaat om een zgn. ‘online panel’ waarin bejaarde vrouwen boven 65 jaar fors ondervertegenwoordigd zijn. Precies in die categorie treft men de meeste kerkgangers aan. Het ‘trendy’ instrument is niet geschikt om naar thema’s rond religie te peilen. Aan het Centrum voor Survey Methodologie (CSM) wordt onderzoek verricht naar de kwaliteit van internet surveys en naar de mogelijkheden en grenzen van zulke surveys. Volgens een recent onderzoek van Loosveldt en Sonck (2007) over de representativiteit van een bekend ‘opt-in’ internetpanel waarin de deelnemers zelf beslissen om deel te nemen, is er onder de deelnemers een sterke ondervertegenwoordiging van jongeren tussen 18 en 29 jaar die hoogstens lager middelbaar onderwijs gevolgd hebben. Globaal wat de leeftijd aangaat zijn vooral de 50 tot 59 jarigen sterk oververtegenwoordigd en neemt de vertegenwoordiging bij de oudere categorieën vanaf 65 jaar dan fors af (Loosveldt en Sonck, 2007: 6, 14). De opiniepeilers gaan er van uit dat zij de scheeftrekking met betrekking tot sekse, leeftijd en opleiding kunnen corrigeren met behulp van poststratificatie gewichten. Onderzoek toont aan dat deze wijze van wegen niet zoveel aarde aan de dijk brengt (Voogt, 2004: 20-21; Meuleman en Billiet, 2005b). In het vermelde onderzoek van Loosveldt en Sonck worden sommige antwoordverdelingen uit de European Social Survey vergeleken met antwoordverdelingen van de vermelde internetpeiling. Zelfs na poststratificatieweging en het wegen met responskansen (‘propensity weights’) van beide peilingen, blijven beduidende verschillen bestaan in antwoordverdelingen. De verschillen zijn soms gering, maar voor bepaalde vragen waarvan men kan verwachten dat ze beïnvloed worden door de sociale samenstelling van de steekproef zoals optimisme over de toekomstige tewerkstelling, politieke interesse, politiek vertrouwen, en politieke zijn de verschillen ruimschoots groter dan de foutenmarges (Loosveldt en Sonck, 2007: 33-38). Nathalie Sonck onderzocht tevens de rapportering van opiniepeilingen in de Vlaamse kranten van 2000 tot 2006 en stelt daarbij een enorme toename vast van 227 bijdragen in 2000 naar 1.473 in 2006. In 2004 en 2006 is er telkens een verdubbeling ten opzichte 5

De antwoordcategorieën zijn niet helemaal vergelijkbaar met ISPO en ESS omdat de categorie ‘meermaals per maand’ niet voorkomt.

18 | Billiet

van de vorige twee jaar. Zij heeft eveneens voor dezelfde periode de mededeling van noodzakelijk geachte technische informatie over de peilingen in de media onderzocht. Daaruit blijkt op overtuigende wijze dat informatie over de steekproef, over de methode van dataverzameling, en over de foutenmarges sterk is afgenomen (Sonck, 2007). Natuurlijk kan men niet verwachten dat in krantenberichten uitvoerig informatie wordt verschaft over de methodologie, daar gebruikt men best webpagina’s voor (een voorbeeld is de website van Febelmar waar technische informatie over peilingen wordt gepubliceerd). Vaak ontbreekt in de media echter de meest elementaire informatie over steekproefgrootte, de periode en de wijze van afname van de enquêtes. Hoewel richtlijnen van de grote internationale organisaties voor opiniepeilingen minstens negen aspecten opgeven als cruciaal te vermelden informatie in gedrukte mediaberichten, blijft het gemiddelde aantal gepubliceerde elementen vrij laag (tussen 0,5 en 2.5) (Sonck, 2007: 23). Terwijl ik dit zit te schrijven bereikt mij langs de radio het bericht dat de Belgen onder 25 jaar “nieuwe puriteiten zijn”. In het dagblad waarin dit aangekondigd wordt is geen enkele technische informatie over het onderzoek te vinden (De Morgen, 10 juli 2007).6 Wat is de waarde van deze bewering? Ik zou het niet weten. Het zou immers niet de eerste keer zijn dat een peiling er fors naast zit. In maart dit jaar berichtten “La Libre Belgique” en RBTF dat de helft van de Vlamingen terug wil naar het unitaire België. ISPO peilt sinds vijftien jaar regelmatig in het verkiezingsonderzoek naar het standpunt van de Vlamingen terzake. Nooit bedroeg het aantal uitgesproken unitaristen in Vlaanderen meer dan een kwart van de kiezers. Het aandeel van de de separatisten is trouwens de helft lager ook al hoort men soms iets anders in de media. Het gevaar van misleiding is niet denkbeeldig. Voor een goed begrip: het blijft mogelijk om via telefonische peilingen en zelfs via het internet waardevolle inzichten aan te brengen over attitudes en waarden in een bedoelde populatie, maar dat hangt af van de mate waarin een aantal cruciale methodologische regels worden nageleefd en van de aard van de onderzochte thema’s. Sommige thema’s en wijzen van gegevensverzameling zijn minder geschikt. Precies om te kunnen beoordelen en om het kaf van het koren te scheiden is toegankelijke informatie over de methodologie noodzakelijk. Kwaliteit is duur. Hebben opdrachtgevers er dat voor over als men weet dat gebrekkige peilingen vaak voor hen meer interessante ‘waarheden’ aan het licht brengen? Gebrekkige peilingen met een hogere non-respons tonen doorgaans meer vertrouwen in de politiek, meer deelname aan het verenigingsleven, meer participatie aan allerlei activiteiten, meer sociale inzet... Wie ernstig en ongebonden in maatschappelijke trends geïnteresseerd is komt dan echter bedrogen uit (Billiet, 2000: 280). 6

Er staat alleen dat het om 1.822 personen gaat die in mei 2007 bevraagd zijn door Mediapoli en Fieldforce.

BELANG VAN OPINIEONDERZOEK

3.2. Over de waarde van de SCV-survey Welke zijn de kwaliteitscriteria, en wat onderscheidt alledaagse opiniepeilingen van wetenschappelijk opgezet opinieonderzoek naar attitudes en waarden? Ik heb dit thema uitvoerig behandeld tijdens de lezingen voor de binnenlandse Francqui leerstoel in 1993 (zie Billiet, 1993b: 15-58). Daarin worden niet minder dan elf criteria van onderscheid opgesomd met daarnaast nog een bijkomende voorwaarde om de stap van onderzoek naar inzicht in maatschappelijke stromingen te kunnen zetten. Wie geïnteresseerd is kan het eerste hoofdstuk van deze lezingencyclus consulteren. Ik vat gewoon samen om nadien na te gaan in hoever de SCV-surveys aan die criteria beantwoorden. Opinieonderzoek is (1) transparant, (2) hecht heel veel waarde aan de kwaliteit van de steekproef, (3) probeert zicht te krijgen op de non-respons, (4) investeert in de voorbereiding van de interviewers en de supervisie, (5) besteedt zorg aan de vraagverwoording op basis van inzichten die daarover in de wetenschappelijke community bestaan, (6) is zich bewust van meetfouten en probeert daar zicht op te krijgen, (7) houdt rekening met de context van de vragen met het oog op mogelijke effecten, (8) tracht de attitude-sterkte te meten, (9) maakt gebruik van statistische modellen bij het schatten van parameters (puntschattingen en relaties), (10) gebruikt multivariate modellen om schijnbaarheid uit te sluiten en netto-effecten te bekomen, (11) werkt met latente variabelen of geldig bevonden schalen in plaats van geobserveerde indicatoren. Als dit allemaal - of the meeste daarvan – aanwezig is, dan heeft men onderzoeksgegevens waarop men kan vertrouwen, maar om echt tot inzicht te komen is nog een bijkomende stap nodig. De gegevens moeten geïnterpreteerd worden binnen een theoretische en maatschappelijke context die door de onderzoeker wordt opgebouwd. Ik noemde dit de context van de data. Als gevolg van mijn werkzaamheden in het centrale coördinatieteam van de European Social Survey zou ik daar nu een twaalfde criterium aan toevoegen in het geval dat met cross-culturele of met longitudinale gegevens gewerkt wordt. De gebruikte concepten moeten equivalent gemeten zijn over de tijd, of indien dit niet kan, dan moet ten minste rekening gehouden worden met verschillen in interpretatie in sommige culturele groepen of doorheen de tijd (zie bijvoorbeeld Meuleman en Billiet, 2005a). Als men deze voorwaarden of criteria bekijkt, dan kan men ze indelen in stappen die bij de voorbereiding moeten worden genomen, andere tijdens het verloop van het veldwerk in ruime zin, en nog andere tijdens de verwerking nadat de gegevens verzameld en klaargemaakt zijn. De voorbereiding heeft betrekking op het steekproefplan, de wijze van steekproeftrekking, en de voorbereiding van de vragenlijst (criteria 2, 5, 7). Hiervoor doet SVR beroep op een

20 | Billiet

wetenschappelijk begeleidingscomité, werden gekwalificeerde onderzoekers in dienst genomen, en worden sommige modules uitbesteed aan onderzoeksteams van de universiteiten. Wat de steekproef aangaat, heeft SVR sinds 2003 bijzondere inspanningen geleverd om de kwaliteit te verbeteren. Hierover verder meer. Ik wil niet beweren dat alle opgenomen vragen in de jaarlijkse vragenlijst de geldigheidsproef hebben doorstaan. Er is soms onvoldoende tijd om de eenmalige modules uit te werken en alle vragen te testen. Dit is het geval als de vragen uit het ministerie van de Vlaamse gemeenschap zelf komen of indien ze geleverd worden door universitaire teams die nieuwe instrumenten voorstellen. Op dit vlak is vast verbetering mogelijk maar dat zal binnen het gegeven kader met beperkingen aan tijd en personeel moeilijk zijn. Beproefde surveyvragen hebben een lange rijpingsperiode nodig. De vaste vragen over de achtergrondkenmerken en de regelmatig herhaalde modules voor metingen van attidudes en waarden hebben de proef doorstaan. Het veldwerk in ruime zin bestrijkt de training van de interviewers en de controle over hun werkzaamheden, het proberen realiseren van voldoende hoge responscijfers, de analyse van de non-respons, en de controle op de bekomen gegevens (criteria 3 en 4). Wat deze zorg voor de kwaliteit van het veldwerk betreft, staat de SCV-survey aan de top in Vlaanderen. Het kan de vergelijking doorstaan met de hoogst gewaardeerde surveys in Europa. Dit is natuurlijk een gedurfde uitspraak die ik in sectie 3.3. zal staven. Wat er nadien met de gegevens gebeurt, de verwerking er van, ligt niet meer helemaal in de handen van SVR. Alle aspecten van de analyse vallen hieronder en deze activiteit is nooit af. Toch worden ook hier de voorwaarden geschapen voor een redelijk snel en gedegen gebruik van de gegevens. Op de eerste plaats moet hier de organisatie van de tweejaarlijkse studiedag en de publicatie van de bijdragen vermeld worden. Dit laat onderzoekers aan de universiteiten toe om thema’s te onderzoeken waarmee zij vertrouwd zijn. Dit gebeurt doorgaans in de lijn van een aantal van de opgesomde criteria voor (statistische) analyse (de criteria 6 tot en met 11). De peer-reviewing zorgt er voor dat grove gebreken vermeden worden, en waar betwisting bestaat kan dit via discussies onder onderzoekers wereldkundig gemaakt worden. De bijdrage over de dimensies van vertrouwen in de overheid waarin vroegere analyses kritisch onder ogen genomen worden, is daar een voorbeeld van (zie hiervoor Kampen en Van de Walle, 2003: 185, 193). De ondersteuning van de analyse beperkt zich niet tot het rechtstreeks stimuleren van onderzoek via de tweejaarlijkse organisatie van ‘Vlaanderen gepeild’. Minstens even belangrijk is de zorg die besteed wordt aan de documentatie van de datafiles en aan de verspreiding er van ten behoeve van gekwalificeerde gebruikers. Hieronder vallen ook de gespecialiseerde studies over de bekomen response, de bijzondere studies over specifieke onderwerpen, de overzichten van alle gemeten indicatoren over alle peilingen heen doorheen de tijd, de bijzonder degelijke

BELANG VAN OPINIEONDERZOEK

en uitvoerige rapporteering van de methodologie bij elke uitgevoerde peiling (criterium 3). Hiermee wordt ruimschoots voldaan aan het vereiste van transparantie (criterium 1). We verwijzen naar de webpagina van de Studiedienst van de Vlaamse Overheid waar de rapporten kunnen gedownload worden http://aps.vlaanderen.be/survey/aps_survey/APS-survey.htm en naar de beschikbare publicaties in http://aps.vlaanderen.be/index-publicaties. htm. Er is zelfs een educatief aspect aan deze activiteiten verbonden in zover dat SVR probeert om de kwaliteitszorg van surveys ook buiten de eigen surveys ingang te doen vinden. Meer specifiek verwijs ik in dit verband naar de ‘Kwaliteitsrichtlijnen bij het uitvoeren van survey onderzoek’ (X., 2001) en de ‘Kwaliteitszorg statistisch productieproces: aanbevelingen’ (X., 2003). Hierbij doet SVR beroep op de statistische en methodologische expertise die het in huis heeft en wordt gebruik gemaakt van recentste stand van zaken op gebied van officiële statistieken en survey methodologie. Onderzoekers van het Centrum voor Survey Methodologie ontwierpen een conceptueel kader over de datakwaliteit van surveys waarin onderscheid wordt gemaakt tussen twee verschillende dimensies: enerzijds het onderscheid tussen kwaliteit van de steekproef (de respons) en de kwaliteit van de geregistreeerde antwoorden, en anderzijds het onderscheid tussen de evaluatie van het proces en de evaluatie van de output (Loosveldt, Carton en Billiet, 2004). De remediëring van de SCV-survey in 2000 waarover nog verder zal geproken worden, past helemaal in dit conceptueel kader (zie Carton en Loosveldt, 2000). De twaalf vermelde criteria zijn echter breder omdat ze niet alleen betrekking hebben op de taak van de interviewer bij het realiseren van een adequate steekproef en het bekomen van geldige en betrouwbare antwoorderen, maar ook op andere stappen in de productie van kwaliteitsvolle survey data. Ik denk hierbij aan het vaststellen en modeleren van meetfouten die niet aan de taakvervulling van de interviewer kunnen toegeschreven worden. In wat volgt wordt de evaluatie van de kwaliteit beperkt tot de proces- en de outputevaluatie van de steekproef omdat de zorg daarvoor vrijwel uitsluitend bij de SVR berust. Dit wil niet zeggen dat de SVR geen aandacht besteedt aan de kwaliteit van de geregistreerde antwoorden. In de basisdocumentatie bij elke survey nanaf 2003 vindt men daar informatie over en wordt de duurtijd, item non-respons, het gebruik van extreme antwoordmogelijkheden, en de mogelijke invloed van de interviewers op de antwoorden onder ogen genomen (zie bijvoorbeeld Carton et al. 2006: 78-85). Het zou ons echter te ver leiden om de kwaliteit van de geregistreerde antwoorden vergelijkender wijze te beoordelen. Dit is ook niet nodig vermits de SCV-survey bij mijn weten één van de weinige is die deze informatie al bij de verspreiding van de gegevens beschikbaar stelt.

22 | Billiet

3.3. De zorg voor het veldwerk apart bekeken We zullen het hier dus hebben over de zorg voor het veldwerk, meer in het bijzonder de controle over de uitvoering van het veldwerk, het realiseren van voldoende hoge responscijfers en de documentatie van de non-respons. Ik zal deze vergelijken met de European Social Survey (ESS) die momenteel internationaal richtinggevend is voor de kwaliteit van survey onderzoek en die in 2005 precies voor de methodologie de prestigieuze Europese Descartes-prijs heeft ontvangen voor ‘collaborative social research in Europe’. Het beperken van de non-respons, d.i. het zo laag mogelijk houden van de steekproefeenheden die weigeren om mee te werken, niet kunnen gecontacteerd worden, of om andere redenen wegvallen, is een centrale vereiste voor de kwaliteit van survey data. De reden hiervoor is dat de non-respons zelden toevallig is en dat hogere non-respons cijfers doorgaans samengaan met een grotere vertekening van de gegevens (bias). Steekproefeenheden die weg vallen vertonen immers andere kenmerken dan de deelnemers zodat dit tot vertekende conclusies over trends in de bevolking kan leiden. In het geval van vergelijkende suveys zoals ESS, maar ook bij de herhaalde SCV-surveys komt daar nog een element bij: als de responscijfers te zeer schommelen tussen landen of van de ene peiling naar de andere, dan verschilt ook de bias en dan kunnen geobserveerde verschillen kunstmatig zijn (Billiet e.a., 2007; Stoop, 2005). Men kan natuurlijk proberen om daarvoor te corrigeren, maar dat is niet zo vanzelfsprekend. Daarom is de beste garantie voor kwaliteit nog steeds de non-respons zo laag mogelijk houden (Vehovar en Zupanic, 2007). De behaalde responsprofielen van de SCV-surveys staan in Tabel 1. Het valt onmiddellijk op dat na een goede start in 1996 de responskwaliteit het duidelijk liet afweten in 1998 en 1999, maar dat sinds 2000 de responscijfers sterk verbeterd zijn om zich de laatste jaren op een eenzame hoogte van rond 70% te situeren. De redenen van de lage responscijfers in deze twee jaren zijn verschillend. In 1998 kan de werking van het onderzoeksbureau met de vinger gewezen worden. Dit bleek niet in staat om de gestelde normen te halen. In 1999 was de SCV-survey gekoppeld aan aan de zeer veeleisende tijdsbudgetenquête die veel respondenten deed afhaken. De forse en stabiele verbetering van de behaalde respons vanaf 2000 gaat samen met een daling van de weigeringen die na een onaanvaardbaar hoog niveau van méér dan 1/3 van de steekproef in 1998 en 1999, sinds 2000 opnieuw gedaald is tot een redelijk niveau van ongeveer 1/5. Tegelijk zijn er duidelijk inspanningen geleverd om het aantal niet te contacteren respondenten en de overige non-respons naar beneden te halen. Dit laatste gaat vooral samen met kenmerken van de steekproef, maar de vermindering van het aantal weigeringen en niet-te-contacteren steekproefeenheden kan op rekening van de verantwoordelijken van de SCV-surveys geschreven worden.

BELANG VAN OPINIEONDERZOEK

Tabel 1. Overzicht van de responsprofielen van de SCV-surveys 1996-2006.* Responsprofiel Afgewerkt interview Weigering Niet te contacteren Andere non-respons N

1996 71,3 19,2 8,5 4,0 2211

1997 60,2 19,9 17,7 2,1 2492

1998 49,3 39,7 11,0 0 3023

1999 45,7 33,5 18,1 2,7 3011

2000 64,5 21,7 10,7 3,1 2086

2001 67,0 16,4 13,8 2,7 2157

2002 67,0 16,4 13,8 2,7 2157

2003 77,0 14,0 6,5 2,5 1919

2004 68,5 20,5 9,2 1,8 2100

2005 70,7 19,2 9,5 0,6 2197

2006 72,8 19,6 7,8 0,5 2110

* Bron: Carton, Vander Molen, Pickery en Van Geel, 2006: 53 en opgevraagde informatie voor 2006. Berekening van de responscijfers op basis van Groves en Couper (1998) maar dan enkel op het totaal van de inzetbare adressen.7

Ik zal enkele specifieke maatregelen aanhalen die tot de drastische kwaliteitsverbetering hebben geleid. Na de response ‘débacle’ van 1998 en 1999 werd een onderzoeksopdracht aan het Centrum voor Survey Methodologie (CSM) van de K.U. Leuven toevertrouwd met de bedoeling een diagnose te stellen en om de toestand te remediëren. De gebrekkige responscijfers van 1999 waren het gevolg van de keuze voor het (goedkoopste) onderzoeksbureau en van een gebrek van duidelijke afspraken over en controle op het veldwerk. Het was ook de eerste keer dat van computergestuurd interviewen (CAPI) gebruik werd gemaakt. In 2000 en 2001 werd de controle op het veldwerk door CSM uitgevoerd. Er werden strikte afspraken gemaakt en richtlijnen opgesteld met het oog op de keuze van een onderzoeksbureau. Van bijzonder belang zijn de regels voor de stapsgewijze verdeling van het aantal te benaderen respondenten. Er werden slechts nieuwe adressen doorgegeven nadat het vorige gegeven aantal gerealiseerd was. Andere regels hebben betrekking op het aantal noodzakelijke contactpogingen op verschillende momenten van de week, op het gebruik van een contactblad en ook op het aantal uit te voeren ‘back checks’ bij zowel respondenten als non-respondenten (zie: Loosveldt en Carton, 2001; Carton en Loosveldt, 2000; Devacht en Loosveldt, 2001). Het door een extern onderzoeksbureau uitgevoerd veldwerk werd door een extra onderzoeker in CSM volledig gecontroleerd. Dit betekent dat toezicht werd gehouden op alle werkzaamheden van het onderzoeksbureau. Het veldwerk werd opgezet volgens een theoretisch onderbouwd model voor survey onderzoek (Loosveldt, Carton en Billiet, 2004). Het resultaat hiervan is te zien in Tabel 1. Vanzelfsprekend steeg de kostprijs van 7

Dit betekent dat de volgende categorieën van steekproefeenheden niet mee geteld worden in de berekening van de non-respons: oveleden, verhuisd, onbekwaam wegens ziekte, taalbarrière, niet gevalideerd omwille van technische problemen. In ESS zijn deze categorieën wél opgenomen in de responsberekening waardoor de respons vergelijkender wijze lager uitvalt.

24 | Billiet

elke survey aanzienlijk vanaf 2000. Vanaf 2002 werd de controle van het veldwerk niet langer toegewezen aan CSM maar werd deze taak door SVR zelf opgenomen nadat bijkomend deskundig personeel in dienst werd genomen voor centrale functies in SVR met het oog op de organisatie van de jaarlijkse surveys. Men kan ook gewagen van een klimaatverandering in de onderzoeksbureaus zelf. Onder invloed van de strikte controle en de strenge kwaliteitseisen die na 2000 gesteld werden in het kader van meerdere uitbesteede surveys (ISPO, ESS, Steunpunt Re-Creatief Vlaanderen, SCV) zijn de onderzoeksbureaus zich gaan aanpassen. Het hoeft geen betoog dat dit niet steeds vanzelfsprekend was. Naast scherpere richtlijnen voor het onderzoeksbureau dat de survey uitvoert en naast de doorgedreven controle op de werkzaamheden, zijn vanaf 2003 bijzondere inspanningen gedaan om de kwaliteit van de steekproef te verbeteren. Vooreerst werd in navolging van het European Social Survey (ESS) afgestapt van het systeem van toevallige vervangingen van de respondenten die weigeren om mee te werken. Door het voorheen toegepaste stysteem waarin een weigeraar of non-contact werd vervangen door een ander toevallig gekozen steekproefelement in dezelfde gemeente, kon men een goede geografische spreiding realiseren. Bereidwillige of gemakkelijk bereikbare steekproefeenheden kregen echter een grotere kans om na twee tot drie vervangingen in de uiteindelijke steekproef te zitten. Door niet langer met vervanging te werken neemt de respons op zich al met een paar procentpunten toe omdat men niet steeds opnieuw reserve eenheden benadert die uit dezelfde ‘moeilijke’ omgeving komen als de weigeraars of onbereikbaren. Het nadeel is echter dat steden en andere gebieden met hoge non-responscijfers in de gerealiseerde steekproef ondervertegenwoordigd zijn. Om dit euvel op te lossen werd een tweede inspanning gedaan. Op basis van vorige surveys van SCV werden per postcodesector schattingen gemaakt van de te verwachten non-respons en niet in aanmerking komende eenheden. De toevallige tweetrapsteekproef met gelijke kansen voor de secondaire steekproefeenheden (de respondenten) werd vervangen door een tweetrapsteekproef waarbij de eenheden uit postcodesectoren met lagere responskansen een hogere kans werd toebedeeld op basis van de berekende responskansen (zie: Pickery en Carton, 2007). Dit is een differentiële regionale oversampling op basis van te verwachten responsgraden. Daardoor wordt de uiteindelijke disproportionele ondervertegenwoordiging van de ‘moeilijke’ gebieden als gevolg van de grotere non-respons enigszins teniet gedaan. Er werd al op gewezen dat het in stand houden van de kwaliteit van de surveys samen gaat met de productie van gespecialiseerde studies over diverse aspecten van survey onderzoek. De rapportering van het verloop van de survey en de behaalde responscijfers in elk rapport sinds 2000 is voorbeeldig te noemen (zie bijvoorbeeld Carton e.a., 2006). Een merkbaar gevolg van de hiervoor beschreven inspanningen is niet alleen dat de respons is toegenomen maar

BELANG VAN OPINIEONDERZOEK

tevens dat de ongewogen steekproef doorgaans niet overdreven sterk afwijkt van de populatieverdeling naar sekse, leeftijd en opleiding als men dit vergelijkt met andere wetenschappelijk uitgevoerde surveyonderzoeken.8 Het aandeel van lager geschoolden in een steekproef is een indicatie van kwaliteit. Doorgaans is het aandeel van de laaggeschoolden (mensen die enkel lager onderwijs gevolgd hebben) veel te laag. Waar in de bevolking van 18 tot 85 jaar het aandeel van deze categorie op 23% kan geraamd worden,9 bedraagt dit in de SCV-surveys rond 15% (in 2006 was deze 16,1%). Dit is vergelijkbaar met het aandeel van kiezers met die ten hoogste lager onderwijs voltooid hebben in de verkiezingsonderzoeken van 1999 (16%) en 2003 (14,8%) (ISPO, 2001: 41; 2004: 52). Het cijfer van SVR is ook vergelijkbaar met het aandeel laaggeschoolden in de Vlaamse dataset van ESS ronde 1 (16,7%). In het Europese Waardeonderzoek van 1999 en in de survey ‘Religious en Moral Pluralism’ van 1998 telt de Vlaamse steekproef respectievelijk 13% en 14% ondervraagden die ten hoogste lager onderwijs genoten hebben. Men mag aannemen dat het aandeel van de lager geschoolden bij de mediapeilingen een stuk lager is aangezien de respons daar aanzienlijk lager is dan in de vermelde studies. Het is geweten dat laaggeschoolden minder bereid zijn om deel te nemen aan surveys (Billiet, 2006). Het is vrijwel onmogelijk om in het geval van mediapeilingen precieze gegevens te bekomen over het aandeel van de opleidingscategorieën in de steekproef want de marginale verdelingen van de ruwe (ongewogen) steekproef worden niet vrijgegeven. Daar vindt men trouwens ook geen precieze gegevens over de non-respons. Er is uitzonderlijk wel informatie over het al aangehaalde 8

De afwijking van de verdeling naar sekse, leeftijd en opleding in de steekproef ten opzichte van de populatie kan uitgedrukt worden in de verhouding tussen de chi-kwadraat en het aantal vrijheidsgraden. Deze maat bedraagt 2,51 per vrijheidsgraad voor de SCV-survey van 2005 (zie Carton et al. 2006)., Ter vergelijking, voor de Vlaamse ISPO dataset van de verkiezingen van 2003 met iets kleinere steekproefomvang is dit 2,36. (ISPO, 2004). Voor het ESS in 2004 is dit heel wat hoger, namelijk 6,81 per vrijheidsgraad, maar daar gaat het over gans België en de steekproeven van Brussel en Wallonië verschillen weken toen sterker af van de bevolking in elke regio dan dit voor Vlaanderen het geval was (Meuleman en Billiet, 2005b). Als men die afwijking vergelijkt met de verschillen die bekomen worden voor alle landen in ronde 1 van ESS (2002) dan is de afwijking tussen populatie en steekproef in het vermelde SCV-survey aan de lage kant (Vehovar, 2006) maar de steekproeven van ESS zijn gemiddeld een derde groter.

Er zijn geen bevolkingsstatistieken beschikbaar waarin een betrouwbare populatieverdeling wordt gegeven over het niveau van het genoten onderwijs in de populatie. Daarom moet men beroep doen op een schatting aan de hand van een grootschalige betrouwbare en verplichte “Enquête naar de arbeidskrachten” . Onze schatting van 23% met een getuigschrift van ten hoogste lager onderwijs is afkomstig uit de basisdocumentatie van de SCV-survey van 2004 en is gebaseerd op een bewerking van de vermelde arbeidskrachtentelling die de toestand op 1 januari 2004 weergeeft (zie hiervoor Carton e.a., 2004: 56).

26 | Billiet

‘opt-in’ internetpanel. Daar bedraagt, van alle steekproefeenheden die geen student meer zijn (N = 2.992)10 het aantal deelnemers dat ten hoogste lager onderwijs heeft voltooid 11,5%. Om de kwaliteit van de gerealiseerde steekproef te beoordelen kan men de SCV-surveys het best vergelijken met de European Social Survey omdat deze een uitstekende reputatie heeft in de wetenschappelijke wereld. Ondanks de enorme inspanningen van de ESS-teams om tot vergelijkbare responscijfers te komen met als norm 70% respons, blijven er ook nog in de tweede ronde van ESS grote verschillen tussen de landen bestaan. Figuur 1. Behaalde respons in het ‘European Social Survey’ Ronde 2 einde 2004 100

0 EE

N O H U SE

NL DK

U K T U LU

ES S 2 0 0 4

Bron. Billiet, J en Pleysier, S., 2007.

De twee uitersten zijn Estland met net geen 80% respons en Frankrijk dat op 43% strandt. Dit kan men zien in Figuur 1. Met rond 70% nestelt de SCV-survey zich op het eerste zicht in de kop van het peloton en dit is beduidend meer dan de bijna 60% voor België. Deze vergelijking gaat echter niet helemaal op vermits de normen om de respons te berekenen strenger zijn in ESS. Indien men dezelfde criteria (AAPOR norm) zou toepassen voor de responsberekening als in ESS waar alleen overleden respondenten en zij die definitief verhuisd zijn uit het land niet in aanmerking komen voor het totaal, dan zou de respons in de SCV-survey van 2005 10

Berekening op basis van de gedetailleerde tabel uit het rapport van Loosveldt en Sonck (2007).

BELANG VAN OPINIEONDERZOEK

geen 70,7% bedragen maar 66,7%. Dit is hoger dan de Vlaamse steekproef van ESS van eind 2004 (61,6%) en de zevende plaats in het ESS-peloton (Indesteege, Loosveldt en Billiet, 2005: 26). Men moet er wel rekening mee houden dat er in de ESS surveys geen bovengrens aan de leeftijd is wat het moeilijker maakt om hoge responscijfers te hebben. Dank zij de heel strikte regels is het percentage waar geen contact kan gemaakt worden lager in de Belgische ESS-survey van 2004 dan in de SCV-suveys (3,5% in ESS tegenover ruim 9% in SCV), maar het aantal weigeringen is dan weer hoger in ESS (rond 26% in 2004) dan in de SCV-survey (20% ). Alles samen genomen mag men besluiten dat gemeten aan de hoogte van de respons, de SCV-surveys na 2000 tot de beste van hun soort behoren. Vermindering van de non-respons is niet alles. Inzicht in de non-respons vertekening (bias) is minstens even belangrijk. Een eerste stap om dit inzicht te verwerven is het verzamelen van informatie over alle steekproefeenheden, ook over de weigeraars. Een van de middelen daartoe is het gebruik van een zogenaamd ‘contactblad’ waarin informatie over elke contactpoging is opgenomen. Het contactblad kan aangewend worden om de respons te verhogen, en er is informatie aanwezig over de redenen van weigering. Dit contactblad maakt het mogelijk dat de responsprofielen in SCV goed gedocumenteerd zijn. In ESS zijn de zogenaamde ‘call record data’ een middel om tot inzicht in de bias te komen, ondermeer door het vergelijken van weigeraars die nadien toch meewerken (weigerachtige respondenten) met de coöperatieve respondenten, of door analyse van de observatiegegevens van de interviewers. Deze gegevens van de SCV-surveys zijn tot nog toe grotendeels onbenut gebleven.

4. Een blik op de toekomst Ik zet nog even de hoofdgedachte van deze bijdrage in het licht. Het is zowel wetenschappelijk als maatschappelijk zinvol om regelmatig onderzoek te verichten naar de subjectieve kant van het samenleven, naar wat zich in de hoofden van de individuele deelnemers in het maatschappelijke leven afspeelt. Het belang hiervan ligt in het collectieve karakter van deze schijnbaar individuele uitingen. Men kan er maatschappelijke stromingen, trends, en veranderingen mee vatten. De SVR spreekt in dit verband van “culturele verschuivingen”. Er werd meer in het bijzonder op gewezen dat inzicht in deze indicatoren, op een regelmatige basis, maatschappelijk nuttig is. Aan de hand van inzichten in de internationale literatuur werd er op gewezen dat dergelijke informatie momenteel door overheden vooral gebruikt wordt in het kader van de communicatie met de burger, als legitimatie van gevoerd beleid, maar ook als ondersteuning van te nemen beslissingen. De potentie van dit soort gegevens is groter. Het gebruik van dit soort gegevens door de overheid is niet helemaal onbetwist. Er werd op één aspekt gewezen: indien de overheid beroep doet op dit soort informatie om beleidsmaat-

28 | Billiet

regelen te nemen of te ondersteunen, dan moet zij kunnen rekenen doen op betrouwbare gegevens. Zij moet in staat zijn om kaf van koren te scheiden. Dit is des te meer het geval in een periode waarin we vooral vanuit de media; maar ook vanuit commerciële onderzoeksbureaus en universiteiten, bestookt worden met resultaten van opiniepeilingen. In dit kader werd de vraag gesteld naar de betrouwbaarheid van de SCV-survey’s. Wat onderscheidt de informatie die daaruit gepuurd wordt om bijvoorbeeld de jaarlijkse VRIND te ‘spijzen’ van de informatie die dagelijks vanuit de media op ons bord terechtkomt? Om die vraag te beantwoorden werden een twaalftal criteria aangebracht die toelaten om wetenschappelijk uitgevoerd opinieonderzoek te onderscheiden van doordeweekse opiniepeilingen. Zulke peilingen worden vaak vergoedelijkt met het excuus dat het niet om ‘wetenschap’ gaat, maar dat is natuurlijk een drogreden. Wetenschappelijk betekent hier immers dat men een aantal richtlijnen in acht neemt die er borg voor moeten staan dat de conclusies die getrokken worden wel degelijk mogen getrokken worden. En dan nog is voorzichtigheid geboden want wat het is een lange weg om de overgang te maken van wat zich in de hoofden van individuen afspeelt naar een collectief gedragen publieke opinie die informatief kan zijn voor het beleid. Ik vermijd bewust ‘richtinggevend’ omdat men zomaar niet kan stellen dat beleid noodgedwongen de publieke opnie achterna moet lopen. Dit is trouwens één van de kritische vragen die achter het gebruik van opinipeilingen voor beleidsdoeleinden gesteld worden. Op grond van de opgestelde kriteria kwamen we tot het besluit dat de SCV-survey momenteel tot het beste behoort van wat er in Vlaanderen op de markt is, en dat het qua kwaliteit de test kan doorstaan in vergelijking met surveys die momenteel in Vlaanderen en Euopa richtinggevend zijn. Betekent dit dat SCV nu met een lauwerenkrans mag gaan rusten? Helemaal niet. Vooreerst werden niet alle kwaliteitscriteria aan een zorgvuldig onderzoek onderworpen. Ik heb mij hoofdzakelijk beperkt tot die criteria waarvoor de SVR rechtstreeks het meest verantwoordelijk is. Het ging hierbij vooral om de voorbereiding van de steekproef, het verloop van het veldwerk, de aanmaak van het databestand en de bijgevoegde documentatie over de methodologie en de kwaliteit. Op deze gebieden scoort het SCV-survey voorbeeldig. Ik ga de argumenten betreffende respons, representativiteit en documentatie niet herhalen. Wat de analyse van de gegevens aangaat wordt een stevige prikkel gegeven door middel van de tweejaarlijkse studiedagen en de voorbereiding daarvan. Maar in hoever de onderzoekers die bijdragen leveren op alle criteria voorbeeldig scoren is vooral de verantwoordelijkheid van die onderzoekers. Via externe beoordeling is alvast een waarborg ingebouwd. Wat de zorg voor de aanmaak van de vragenlijst aangaat kan men vaststellen dat de sets van herhaaldelijk gebruikte vragen nu wel op punt staan. Ik herinner mij dat toen ik tussen 1995 en 2005 deel uitmaakte van de stuurgroep elk jaar opnieuw sommige items werden bekeken en dat het toen steeds de discussie was: verbetering toepassen of behouden met het oog op de vergelijkbaar-

BELANG VAN OPINIEONDERZOEK

heid doorheen de tijd. Dat is het dilemma van elk longitudinaal onderzoek. Wat nieuw op te nemen vragen aangaat heb ik de indruk dat er onvoldoende tijd was om alle noodzakelijke stappen te doorlopen van onderzoek naar vroeger gebruik, ontwerp van aangepaste vraag, test onder experts, test in het veld, feedback, en definitieve verwoording. Dat items al eens elders gebruikt werden is nog geen waarborg voor degelijkheid. Dit is nog een aandachtspunt voor de toekomst en hierbij moet SVR ten volle kunnen steunen op de hulp van de universitaire teams. Op gebied van de meting van attitude sterkts en het nagaan of de constructten equivalent gemeten zijn over de tijd, of bij laag- en hooggeschoolden, is eveneens verbetering mogelijk. Zulke voorafgaande test gebeurt nog te weinig. Is verbetering mogelijk op de gebieden waar de SCV-survey voorbeeldig scoort, de steekproef, het verloop van het veldwerk, en de eigen kwaliteitsanalyse in de basisdocumentatie? Hier komen we in een veld vol uitdagingen. Laten we beginnen met de steekproef. Er werd op gewezen dat SVR een methode heeft ontwikkeld om tot een meer betrouwbare steekproef te komen zonder nog gebruik te maken van vervanging. Door de omstandigheid dat niet langer gewerkt wordt met gelijke kans voor elke getrokken secundaire steekproefeenheid (persoon) maar met een wisselende kans naargelang van de te verwachten respons in elke postcodesector, zal nadien bij het statistisch testen een aanpassing moeten gebeuren. Dit kan statistische haarkloverij lijken, maar het zou goed zijn om minstens te vernemen wat de gevolgen zijn van de nieuwe methode. Zijn de standaardfouten groter of kleiner in vergelijking met de vroegere situatie? De passage die aan dit probleem besteed wordt in de basisdocumentatie van de survey van 2005 toont in elk geval aan dat het team zich van de problemen bewust is (zie: Carton e.a., 2006: 60-63). De uitdaging van een kwaliteitsvolle steekproef komt echter vooral uit een andere hoek. Door een beslissing van de Commissie voor de bescherming voor de persoonlijke levensfeer was het in principe vanaf 2006 niet meer mogelijk om nog bruikbare toevalsteekproefen uit het Rijksregister te bekomen. Het rijksregister dient zelf een brief naar de geselecteerde eenheden te sturen met de vraag een kaartje terug te sturen in geval van bereidheid tot medewerking. Door deze vorm van zelfselectie daalt de respons al onmiddellijk naar hooguit 20%. De wetenschappelijke wereld heeft daartegen gereageerd, en tot op heden is dit probleem voor de universiteiten niet opgelost, maar er is opnieuw hoop voor de nabije toekomt. De SVR kreeg in 2005 nog eens de toestemming om de steekproef te bekomen zoals voorheen omdat het budget al vóór de toepassing van de nieuwe regeling vast lag. Voor 2006 is ten behoeve van SVR een naar wat de Privacy commissie ‘een verfijning’ noemt uitgewerkt. Voor de SCV-survey krijgt SVR een steekproef zoals voorheen, mits het naleven van een aantal ‘rules of conduct’. Op zichzelf kan men niets tegen dit principe hebben. Zoals het er momenteel naar uit ziet is er wel een ernstige consequenctie. De onderzoeker moet een steekproef-

30 | Billiet

eenheid schrappen van zodra deze weigert. Daar zijn twee problemen aan verbonden. Er is vooreerste een interpretatieprobleem: wat is een weigering? Vanuit het oogpunt van ernstig onderzoek is er maar sprake van een weigering nadat de hoofdonderzoeker heeft vastgesteld dat een door de interviewster opgegeven weigering wel degelijk een weigering is. Ten tweede wordt het niet meer mogelijk om ‘weigeraars’ opnieuw te benaderen met het oog op ‘refusal conversion’ zoals ESS aanraadt, zelfs indien men de zoëven vermelde interpretatie van ‘wat een weigering is’ aanvaardt. Het onderzoeksbureau zou ook geen bijzondere beloningen mogen uitkeren om interviewers aan te sporen om hoge responscijfers te behalen. Na de survey van 2007 zal het mogelijk zijn om de gevolgen hiervan te beoordelen. We kijken er naar uit. Deze kwestie brengt ons op een andere ontwikkeling voor de toekomst, namelijk een grotere aandacht voor het detecteren van bias en de aanpassing voor bias (‘bias adjustment’). Wat de detectie aangaat is er wel al een en ander gebeurd. In zekere zin dient het posststratificeren om onder meer te corrigeren voor non-response bias. Maar het is geweten dat dit meestal niet veel uithaalt met de weegvariabelen die gebruikt worden. Sekse en leeftijd maken vrijwel niets uit, en genoten onderwijs helpt een beetje. Wegen kan maar beduidend effect hebben indien kan gewogen worden op cruciale variabelen, dit zijn kenmerken die zeer sterk samenhangen met de onderwerpen van het survey, en waarover informatie op niveau van de bevolking bestaat (Voogt, 2004). Dit is een moeilijk te vervullen voorwaarde (Schouten, 2007). In de huidige ontwikkelingen van het surveyonderzoek stelt men onder meer voor om gebruik te maken van zogenaamde para-data. Dit is informatie die ofwel voor alle geselecteerde eenheden kan verzameld worden, bijvoorbeeld via observeren en registratie in het contactblad, ofwel informatie die verzameld kan worden voor een zo klein mogelijke geografische eenheid waartoe de respondent behoort (Hidiroglou en Patak, 2006; Smith, 2007). Vanzelfsprekend moet men in het laatste geval zijn toevlucht nemen tot multi-level modellen voor bias schattingen en bijstelling. Het gebruik van observatiegegevens heeft alvast het voordeel dat respondenten die weigeren om mee te werken, niet meer benaderd moeten worden. Het spreekt voor zich dat ook observatiegegevens anoniem opgeslagen moeten worden. Een ander voorstel om zicht te krijgen op de mogelijke bias in geval van een te verwachten hoge non-respons is het opdelen van de steekproef in twee toevalsteekproeven. Van een klein deel van de steekproef (bijvoorbeeld 250 eenheden) proberen de onderzoekers een volledige respons te realiseren door alle mogelijke middelen aan te wenden, waaronder een hoge beloning voor de deelnemer. Vervolgens worden de overige steekproefeenhden (bijvoorbeeld 1.200) benaderd via de ‘gewone’ methode (O’Muircheartaigh en Eckman, 2007). Deze methode zou niet zoveel duurder uitvallen dan een doorgedreven toepassen van ‘refusal conversion’ en zou evenveel mogelijkheden bieden voor de schatting van de bias en de correctie daarvoor.

BELANG VAN OPINIEONDERZOEK

In ESS wordt ‘refusal conversion’ aangeraden om de vooropgestelde responsnorm (70%) te benaderen. Dit is niet de enige bedoeling. Overhaalde weigeraars (weigerachtige respondenten genoemd) hebben het voordeel dat de volledige vragenlijst wordt afgenomen. Als men er zou mogen van uitgaan dat deze voormalige weigeraars enigszins gelijken op de definitieve weigeraars, dan kan men zicht krijgen op de non-respons bias (Billiet e.a., 2007). Het succes van deze strategie is niet onverdeeld. Ondanks grote inspanningen zijn slechts in enkele gevallen de responscijfers substantieel verhoogd. Daarenboven is het aantal weigerachtige respondenten meestal te klein om tot bruikbare schattingen van non-respons bias te komen (Billiet en Pleysier, 2007). In de landen waar er wél voldoende weigerachtige respondenten zijn (méér dan 450 in Nederland en Duitsland en méér dan 150 in een viertal andere landen), beschikt men over de mogelijkheid om het effect van de non-response bias te onderzoeken. Tot nogtoe werd in de SCV-survey geen gebruik gemaakt van deze methode, en het is zeer de vraag of dit nog kan in het licht van de gedragsregels die door de Commissie voor bescherming van de persoonlijke levensfeer. In de SCV-survey wordt wel op een andere wijze geprobeerd om ‘kleur’ te krijgen in het soort respondenten. Aangezien er in deze survey een ‘drop off’ module wordt aangeboden, is het mogelijk om onderscheid te maken tussen respondenten die zonder verder aandringen de schriftelijke vragenlijst terugsturen, zij die één of twee aanmaningen nodig hebben, en zij die deze ‘drop off’ niet terugsturen. In de basisdocumentatie van 2005 wordt nagegaan in hoever de wijze van reageren op de ‘drop off’ samenhangt met kenmerken zoals het onderwijsniveau, de leeftijd, de ervaren duurtijd van het interview, en de motivatie (Carton e.a., 74-77). Andere mogelijkheden die in ESS gebruikt worden om zicht te krijgen op de non-response bias zijn het gebruik van een zeer korte vragenlijst met cruciale vragen ofwel ter gelegenheid van de ‘back-checks’ bij de non-respondenten, ofwel onmiddellijk aan de deur op het moment van de weigering. Deze methoden werden in enkele landen toegepast tijdens in de derde ronde van 2006 met als bedoeling na te gaan hoe bruikbaar deze methodes zijn voor de schatting van de non-respons bias. Ook hier zal moeten nagegaan worden in hoever deze werkwijzen in overeenstemming zijn met de gedragsregels ter bescherming van de persoonlijke levenssfeer. In de basisdocumentatie bij de SCV-survey wordt informatie gegeven over alle mogelijke aspekten van het veldwerk. De onderzoekers beschikken over een rijke bron van gegevens dank zij het contactblad waarin elke contactname uitvoerig gedocumenteerd wordt. Er wordt een schat aan informmatie vrijgegeven zodat deze survey bijzonder transparant is. Toch is deze informatie op enkele uitzonderingen na nog overwegend beschrijvend van aard. De analyse van mogelijke non-respons bias is nog zeer elementair (Carton e.a. 2004: 17-18; Carton e.a., 2006: 71). Een duidelijke stap in de richting van het schatten van de non-responsvertekening, het zoeken naar methoden om de data bij te stellen (‘adjustment’), en een reflectie over de implicaties van het nieuw steekproefdesign, zijn zeker aandachtspunten voor de toekomst. Het is niet te verwachten dat een verdere ‘fine tuning’ van de data tot opmerkelijke verschillen

32 | Billiet

in de conclusies zal leiden, maar de doorgedreven zorg voor de kwaliteit van de geproduceerde gegevens is het voornaamste houvast dat de gebruikers van onderzoek naar attitudes en waarden hebben om onderscheid te kunnen maken tussen werkelijkheid en fictie. In een periode van een inflatie aan opiniepeilingen is de SCV-survey daarom zeker niet overbodig, integendeel zelfs, hij is des te meer noodzakelijk.

Bibiliografie AAPOR (2006), Standard Definitions. Final Dispositions of case Codes and Outcome rates for Surveys. AAPOR, 46 pp (zie: http://www.aapor.org/pdfs/standarddefs_4.pdf) Abelson, R.P. (1988), Conviction. American Psychologist, vol. 43: 267-275. Billiet, J. (1993a), Stabiliteit en verandering in de attitude tegenover vreemdelingen. Pp. 147163 in: Swyngedouw, M., Billiet, J., Carton, A. en Beerten, R. (red.), Kiezen is verliezen. Onderzoek naar de politieke opvattingen van Vlamingen. Leuven: Acco. Billiet, J. (1993b), Ondanks beperkt zicht. Studies over waarden, ontzuiling en politieke veranderingen in Vlaanderen. Brussel/Leuven: VUBPress/SOI. Billiet, J. (2000), De publieke opinie ondervraagd. Over de zin en onzin van opiniepeilingen. Pp. 243-383 in B. Raymaekers en A. Van De Putte (Eds.), Krachten voor de toekomst. Lessen voor de eenentwintigste eeuw. Leuven: Davidsfonds/UP. Billiet, J. (2006), Het genoten onderwijs als een verklarende en een storende variabele I nsociaal onderzoek. Tijdschrift voor onderwijsrecht en onderwijsbeleid, 2006 (1): 7-20. Billiet, J. en Pleysier, S. (2007), Response Based Quality Assessment in the ESS - Round 2 An update for 26 countries. Working Paper of the Centre for Sociological Research, nr. CeSO/SM/2007-1, 64 pp. Billiet, J., Phillipens, M., Fitzgerald, R. & Stoop, I. (2007), Estimation of Nonresponse Bias in the European Social Survey: using Information from Reluctant Respondents. Journal of Official Statistics, vol. 23 (2), pp. 135-162. Bral, L. (1998), Culturele verschuivingen in Vlaanderen. Een survey-instrument voor de Vlaamse overheid. Pp. 7-14 in: Vlaanderen gepeild. De Vlaamse Overheid en Waardenonderzoek. Brussel: Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap. Carton, A. en Loosveldt, G. (2000), Procesevaluatie van de dataverzameling in het kader van het meetinstrument: Culturele verschuivingen in Vlaanderen 2000. Leuven: Onderzoeksverslag van het Departement Sociologie. DA/2000-24, 22 pp en bijlagen. Carton, A., Verbelen, J. en Van Geel, H. (2004), Sociaal Culturele Verschuivingen in Vlaanderen 2003. Basisdocumentatie. SVR â€“ Technisch rapport 2004. Brussel: Ministereie van de Vlaamse Gemeenschap: Administratie Planning en Statistiek. Carton, A., Vander Molen, T., Pickery, J. en Van Geel, H. (2006), Sociaal Culturele Verschuivingen in Vlaanderen 2005. Basisdocumentatie. SVR â€“ Technisch rapport 2006/1. Brussel: Studiedienst van de Vlaamse Regering.

BELANG VAN OPINIEONDERZOEK

Devacht, S. en Loosveldt, G. (2001), Procesevaluatie van de dataverzameling in het kader van het meetinstrument: Culturele verschuivingen in Vlaanderen 2001. Leuven: Onderzoeksverslag van het Departement Sociologie. DA/2001-29, 40 pp en bijlagen. Elchardus, M. en Smits, W. (2001), Een wantrouwig landje. Maatschappelijk vertrouwen in Vlaanderen. Pp. 43-72 in: Vlaanderen Gepeild. De Vlaamse Overheid en Burgeronderzoek 2001. Brussel: Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap. Elchardus, M. en Smits, W. (2003), Bedreigd, kwetsbaar en hulpeloos: onveiligheidsgevoelens in Vlaanderen, 1998-2002. Pp. 99-136 in: Vlaanderen gepeild. Studiedag 6 mei 2003. Brussel: Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap. Gallup, G. en Rae, S.F. (1940), The Pulse of Democracy: The Public-Opinion Poll and How It Works. New York: Simon an Schuster. Geer, J.G. (1996), From Tea Leaves to Opinion Polls: A Theory of Democratic Leadership. New York: Columbia University Press. Ginsberg, B. (1984), Polling and the Transformation of Public Opinion. Paper presented at the Annual Meeting of the American Political Science Association. Denver, CO, September 2-5. Ginsberg, B. (1986), The Captive Public: How Mass Opinion Promotes State Power. New York: Basic Books. Groves, R.M. en Couper, M.P. (1998), Nonresponse in household interveiw suveys. New York: Wiley & Sons. Hidiroglou, M.A. en Patak, Z. (2006), Raking Ratio Estimation: An Application to the Canadian Retail Trade Survey. Journal of Official Statistics, vol. 22 (1): 71-80. Howlett, M. en Ramesh, M. (2003), Studying Public Policy. Polity Cycles and Policy Subsystems. Toronto: Oxford University Press. Indesteege, G., Loosveldt, G. en Billiet, J. (2005), Procesevaluatie van de dataverzameling van het Europees Sociaal Onderzoek Ronde 2. Onderzoeksverslag van het CeSO - Surveymethodologie DA/2005-50, 50pp + bijlagen. ISPO., (2001), General Election Survey Flanders (Belgium): Codebook: Questions and Frequency Tables. Leuven/Louvain-La-Neuve: ISPO/PIOP. ISPO., (2004), General Election Survey Belgium. Codebook: Questions and Frequency Tables. Leuven: ISPO. Jowell, R. (2006), Measuring how different nations view the world. Twenty-First Century Society. Vol. 1 (2): 191-203. Kampen, J. en Van de Walle, S. (2003), Het vertrouwen van de Vlaming in de overheid opgesplitst naar dimensiteit en indicatoren. Pp. 177-198 in: Vlaanderen gepeild. Studiedag 6 mei 2003. Brussel: Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap. Krosnick, J. (1988), Attitude importance and attitude accessibility. Personality and Social Psycghology Bulletin, vol. 15: 297-308.

34 | Billiet

Lapierre, R.T. (1934), Attitudes versus Actions. Social Forces. Vol. 13: 230-237. Linn, L.S. (1965), Verbal Attitudes and Overt Behaviour: a Study of Racial Discrimination. Social Forces. Vol. 43 (3): 353-364. Loosveldt, G. (2001), Experimentele designs. Pp. 157-180 in: Billiet, J. en Waege, H. (Eds.), Een samenleving onderzocht. Methoden van sociaal-wetenschappelijk onderzoek. Antwerpen: De Standaard Uitgeverij. Loosveldt, G. en Carton, A. (2001), Kwaliteitsevaluatie van surveys: een toepassing op de surveys naar culturele verschuivingen in Vlaanderen. Pp. 11-42 in Vlaanderen gepeild. De Vlaamse overheid en Burgeronderzoek 2001. Brussel: Ministerie van de Vlaamse gemeenschap. Loosveldt, G., Carton, A. & Billiet, J. (2004), Assessment of Survey Data Quality: a Pragmatic Approach Focused on the Interviewer tasks. International Journal of Market Research, vol. 46 (1): 65-82. Loosveldt, G. en Sonck (2007), Evaluatie van de representativiteit van een opt-in panel. Leuven: Onderzoeksverslag van CeSO. CeSO/SM/2007-2, 53 pp. Merton, R.K. (1940), Facts and Factiousness in Ethnic Questionnaires. American Sociological Review. Vol. 5: 13-28. Meuleman, B. en Billiet, J. (2005a), Etnocentrisme in Vlaanderen: opmars of afname? De evolutie van de perceptie van etnische dreiging tussen 1991 en 2004 en de relatie met institutioneel vertrouwen. Pp. 37-60 in: Vlaanderen gepeild. Studiedag 20 september 2005. Brussel: Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap. Meuleman, B. & Billiet, J. (2005b), Corrections for non-response in the ESS round 1: weighting for background variables A simulation. Research report: CESO. Data Collection & Analysis, 18 pp. Oâ€™Muircheartaigh, C. en Eckman, C. (2007), Efficiency and Bias in q Two Phase Field Model for Nonresponse. Presentation held at the second conference of the European Survey Research Association (ESRA), Prague 25-29 June 2007. Page, C. (2006), The Roles of Public Opinion Research in Canadian Government. Toronto: University of Toronto Press. Pickery, J. en Carton, A. (2005), Hoe representatief zijn telefonische surveys in Vlaanderen. Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap= Administratie Planning en Statistiek (APS not@s 4), Pickery, J. en Carton, A. (2007), Oversampling in Relation to Diffeerntial Regional Response Rates. Working Paper: Research Centre of the Flemish Government (Belgium), 24 pp. Scott, J. & Schuman, H. (1988), Attitude Strength and Social Action in the Abortion Dispute. American Sociological Review, vol. 53 (5): 785-793. Schouten, B. (2007), A Selection Strategy for Weighting Variables Under a Not-Missing-atRandom Assumption. Journal of Official Statistics, vol. 23 (1): 51-68. Smith, W.T. (2007), The Multi-level Integrated Database Apporach (MIDA) for Improving

BELANG VAN OPINIEONDERZOEK

Response Rates: Adjusting for Non-response Error, and Contextualizing Analysis. Presentation held at the second conference of the European Survey Research Association (ESRA), Prague 25-29 June 2007. Smits, W. en Elchardus, M. (1998), Vertrouwen – het vertrouwen van de vlamingen in de politiek, overheid en instellingen in tijden van affaires. Pp. 97-94 in: Vlaanderen gepeild. De Vlaamse overheid en waardenonderzoek. Brussel: Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap. Sonck, N. (2007), Analyse van de rapportering van publieke opiniepeilingen door de Vlaamse kranten in de periode 2000-2006. Paper gepresenteerd op het Politicologenetmaal, 31 mei – 1 juni 2007 te Antwerpen. Stoop, I. (2005), The Hunt for the Last Respondent: Nonresponse in Sample Surveys. The Hague, Social and Cultural Planning Office. Vehovar, V. & Zupanič, T. (2005), Weighting in the ESS – Round 1. University of Ljubljana, Faculty of Social Sciences. http://vasja.ris.org Vehovar, V. & Zupanič, T. (2007), Weighting in the ESS – Round 2. University of Ljubljana, Faculty of Social Sciences. http://vasja.ris.org. Voogt, R. (2004), “I am not interested”. Nonresponse bias, response bias and stimulus effects in election research. Amsterdam: Academisch proefschrift van de UvA. X. (2001), Handleiding. Kwaliteitsrichtlijnen bij het uitvoeren van surveyonderzoek. Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap: Administratie Planning en Statistiek, 58 pp. X. (2003), Kwaliteitszorg statistisch productioproces. Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap: Administratie Planning en Statistiek, 44 pp. X. (2006), Pact van Vilvoorde in concrete cijfers. De opvolging van de 21 doelstellingen 2006. Vlaamse overheid: SCV.

36 | Billiet

Verantwoordelijkheden voor de overheid? JA! Prestaties van de overheid? De Vlaamse mening is verdeeld. Ann Carton en Guy Pauwels• Studiedienst van de Vlaamse Regering

1. Inleiding De bijdrage start met een korte schets van de principes van een democratische rechtsstaat met als logische uitloper de opname van de sociale grondrechten in de Belgische grondwet. In België is echter niet gewacht op deze grondwettelijke verankering om de welvaartsstaat uit te bouwen. Deze welvaartsstaat komt echter steeds meer onder druk te staan. Het overzicht van de Vlaamse regeerakkoorden zal aantonen hoe de verschillende opeenvolgende Vlaamse regeringen het behoud van de welvaartsstaat hoog op de regeeragenda hebben geplaatst. De bezorgdheid over de evolutie van onze welvaartsstaat leeft ook bij de doorsnee burger. Deze vaststelling stelt vragen ten aanzien van het vertrouwen in de verzorgingsstaat. De verwachtingen van de Vlamingen ten aanzien van hun overheid worden vervolgens verder uitgediept. Hoe percipiëren zij de verantwoordelijkheid van de overheid met betrekking tot aspecten die te maken hebben met sociale, economische en ecologische rechten, zoals vervat in de sociale grondrechten? Hoe tevreden zijn zij over de prestaties van de overheid om deze grondrechten te verwezenlijken? Het combineren van overheidsverantwoordelijkheid en tevredenheid over overheidsprestaties met profielen van burgers zal ten slotte laten zien hoe het (blijven) werken aan een draagvlak voor de uitbouw van onze welvaartsstaat een gedifferentieerde aanpak zal vereisen.

2. Sociale grondrechten in de Grondwet verankerd België (Vlaanderen) is een democratische rechtsstaat. Gutwirth (1998, 149-151) gebruikt de metafoor van polyfone muziek om het wezen van een democratische rechtsstaat te schetsen: aan een zo groot mogelijk aantal individuen wordt een zo groot mogelijke vrijheid gegeven, waarbij de grootst mogelijke diversiteit wordt beschermd en zonder dat het geheel in chaos vervalt. Hiermee treedt Gutwirth (1998, 151) in de voetsporen van A. Touraine die stelt dat de uitdaging van de democratie er in bestaat om sterk van elkaar verschillende individuen en groepen te doen samenleven als eenheid. Gutwirth (1998, 160-176) onderscheidt drie pijlers

verantwoordelijkheden en prestaties van de overheid

en even zoveel legitimiteitscriteria van de democratische rechtsstaat: democratie, fundamentele rechten en vrijheden van de mens en rechtsstatelijkheid. De eerste pijler is verbonden met de idee van de politieke zelfdeterminering van het volk. Zowel de wetgeving als het beleid dienen in principe afgestemd te zijn op ‘de wil van het volk’. De politieke rechten zijn grondwettelijk vastgelegd en zijn gericht op de bevordering van de participatie van de burger in de politieke besluitvorming. Ze omvatten stemrecht, het recht zich kandidaat te stellen bij verkiezingen, het recht op politieke participatie door onder meer het recht op vrije meningsuiting en op lidmaatschap van politieke partijen en drukkingsgroepen. Om individuen tegen ontspoorde machtsuitoefening te beschermen verkrijgen zij fundamentele vrijheden en rechten (tweede pijler). Deze zijn gericht op de bescherming van de autonomie van de individuele burgers tegenover de overheid en leggen de gelijkheid van burgers voor de wet vast. Voorbeelden van deze rechten, die eveneens grondwettelijk zijn vastgelegd, zijn de vrijheid van de persoon, de vrijheid van vereniging en vrijheid van meningsuiting. De derde pijler betreft de rechtsstatelijkheid. Dit principe moet er borg voor staan dat de uitoefening van de maatschappelijke macht niet opnieuw absoluut, arbitrair en bevelsmatig zou worden. Basisgedachte is de onderwerping van de staatsmacht aan constitutionele spelregels, waardoor zij wordt beperkt en begrensd. Bij het ontstaan van de rechtsstaat werd de invulling vooral geassocieerd met een formeel en gehiërarchiseerd staatkundig geheel (Gutwirth 1998). Het begrip van de rechtsstaat heeft sinds de 19de eeuw echter een verdieping ondergaan. Bij de uitbouw van de verzorgingsstaat staat niet alleen de bescherming van de individuele vrijheid centraal maar ook de verwezenlijking van de materiële behoeften van de mens of de ‘gelijkheid’ tussen hen. Het begrip rechtsstaat wordt nu ook verbonden met de bescherming en bekrachtiging van een aantal andere fundamentele rechten en vrijheden, in het bijzonder de sociaal-economische of zogenaamde ‘tweede generatie’ rechten van de mens. Voorbeelden van zulke rechten zijn het recht op onderwijs, op degelijke huisvesting, op gezondheid en op arbeid (Gutwirth 1998, 168). Verschillende auteurs maken een duidelijk onderscheid tussen de klassieke vrijheidsrechten en de sociale grondrechten. Raes (1995, 36) stelt dat zowel de eerste als de tweede generatie rechten de handelingsmogelijkheden - de vrijheid – van mensen proberen te optimaliseren. Bij de klassieke vrijheidsrechten gebeurt dit echter vooral vanuit het opleggen van een onthoudingsplicht aan de overheid. Sociale grondrechten echter veronderstellen meestal een actief optreden van de overheid in de vorm van een ‘geven’ of een ‘doen’. Zij veronderstellen met andere woorden een positieve interventie van de staat. Daar sociale grondrechten voor hun verwezenlijking een actie van de staat veronderstellen staan zij per definitie op gespannen voet met de eerste generatie mensenrechten. De democratische rechtsstaat moet bijgevolg de verhoudingen regelen tussen deze rechten en vrijheden en de tegenstrijdige belangen die zij kunnen dragen (Gutwirth 1998, 168-169). Ook Hubeau (1995, 158) stelt dat de sociaal-economische grondrechten doorgaans worden afgezet tegen de individuele, liberale

38 | Carton & Pauwels

grondrechten. Deze laatste zijn vooral afweerrechten en beschermen het individu tegen het overheidsgezag. De sociaal-economische grondrechten houden ook positieve verplichtingen in ten aanzien van de overheid. De Belgische Grondwet garandeert sinds 1994 ook de sociale grondrechten. Volgens artikel 23 heeft ‘ieder het recht een menswaardig leven te leiden’. Dat recht omvat in het bijzonder: 1) het recht op arbeid en op de vrije keuze van beroepsarbeid in het raam van een algemeen werkgelegenheidsbeleid dat onder meer gericht is op het waarborgen van een zo hoog en stabiel mogelijk werkgelegenheidspeil, het recht op billijke arbeidsvoorwaarden en een billijke beloning, alsmede het recht op informatie, overleg en collectief onderhandelen; 2) het recht op sociale zekerheid, bescherming van de gezondheid en sociale, geneeskundige en juridische bijstand; 3) het recht op een behoorlijke huisvesting; 4) het recht op de bescherming van een gezond leefmilieu; 5) het recht op culturele en maatschappelijke ontplooiing. Een belangrijke vraag is deze naar de rechtsgevolgen en de afdwingbaarheid van dit grondwetsartikel (Stouthuysen 1999, 11). Minimalisten en maximalisten staan hier tegenover elkaar (Hubeau 1995). Voor de minimalisten is artikel 23 eerder een beginselverklaring en heeft het enkel een indirecte werking. Daar de bevoegde wetgever de voorwaarden van deze grondrechten moet bepalen, heeft deze grondwettelijke bepaling bijgevolg geen rechtstreekse gevolgen. Hubeau is het met deze zienswijze niet eens en sluit zich aan bij de maximalistische benadering. Aanhangers van deze benadering staan achter een directe werking van de grondwettelijke bepaling. Hubeau merkt echter op dat zowel sprake kan zijn van een directe als van een indirecte werking en dit naargelang van het sociale grondrecht. Het voeren van een werkgelegenheidsbeleid verplicht de bevoegde wetgever daartoe actie te ondernemen (indirecte werking) maar dit recht is moeilijk individualiseerbaar. Dit in tegenstelling tot bijvoorbeeld het recht op geneeskundige of juridische bijstand dat wel kan afgedwongen worden (directe werking) (Hubeau 1995, 161). Volgens Hubeau (1995) is de inschrijving van de sociaal-economische grondrechten in onze Grondwet onopgemerkt gebeurd en hij stelt zich dan ook de vraag naar het draagvlak bij de bevolking en de kennis die men ervan heeft. De effecten zullen slechts meetbaar zijn voor zover aan de ingeschreven grondrechten gestalte wordt gegeven. Hubeau pleit dan ook voor permanent evaluatieonderzoek over de doorwerking van de grondrechten, niet enkel in de regelgeving maar ook en vooral in de praktijk (1995, 164). Tot slot roept Hubeau op om na te denken over de differentiële werking van de sociaal-economische grondrechten naar de verschillende bevolkingscategorieën. De sociale grondrechten kunnen juist de lat iets hoger leggen voor hen die op het gebied van de grondrechten niet aan de (minimum-)standaarden beantwoorden. De maatschappelijke aandacht moet daarom vooral naar deze groep gaan (1995, 165).

verantwoordelijkheden en prestaties van de overheid

Dit laatste punt is uiteraard geen eenvoudige oefening. Zoals hoger al gesteld veronderstellen sociale rechten een positieve rechtstussenkomst: wetten en regelingen die in rechten voorzien, mechanismen die financiering mogelijk moeten maken (Stouthuysen 1999, 11). Sociale rechten impliceren dat de overheid het geld herverdeelt door belastingen te heffen en sociale zekerheidsbijdragen te innen. De belastings- en herverdelingsmechanismen zijn gebaseerd op politieke keuzes. Sociale rechten kunnen bijgevolg nooit eenduidig en voor altijd worden vastgelegd. Uiteraard is het hier belangrijk over een voldoende groot draagvlak bij de bevolking te beschikken zodat burgers bereid zijn en bereid blijven een (belangrijk) deel van de verworven inkomsten af te staan aan de staat. In het voorjaar van 2001 zette Elchardus met zijn TORonderzoeksgroep een schriftelijke bevraging op naar het draagvlak van de solidariteit bij de Vlaamse bevolking (Elchardus e.a. 2001). In het afsluitende rapport over de steun voor de sociale zekerheid is af te leiden dat begin 2001 nog steeds een stevig draagvlak bestaat voor de kernprincipes van het Belgische sociale zekerheidsstelsel. Debusscher e.a. (2001, 37) zien op basis van de onderzoeksresultaten echter twee bedreigingen. Een eerste bedreiging heeft te maken met het vervagen van het bewustzijn van de positieve effecten van de verzorgingsstaat en het vervagen van gevoelens van verbondenheid. Het bewustzijn van de positieve effecten van de verzorgingsstaat is immers sterker bij die generatie die opgroeide na de Tweede Wereldoorlog toen het stelsel werd uitgebouwd. Deze generatie voelt zich ook het sterkst met anderen verbonden. Dit bewustzijn is het laagst bij de mensen die volwassen werden tijdens de jaren tachtig toen de neoliberale kritiek op de verzorgingsstaat veel aandacht kreeg. Een tweede bedreiging vormt het niet onbelangrijke deel van de bevolking dat zich onbehaaglijk voelt. Deze mensen hebben het gevoel geen toekomst meer te hebben in deze samenleving, ze voelen zich onveilig en hebben een wantrouwig mensbeeld. Het zijn juist deze mensen die gevoelig zijn voor de negatieve kritiek op de verzorgingsstaat. Aanhangers van dit neoliberale discours wijzen op misbruik van de voorzieningen waarbij de sociale zekerheid niet langer zorgt voor een vangnet maar eerder fungeert als een hangmat waarin mensen wegdrijven van een verantwoordelijke opstelling in de samenleving (Tresignie e.a. 2002, 6). Voor Raes (1995, 37-38) is het dan ook duidelijk dat ieder beroep op een grondrecht minstens het wederzijdse engagement impliceert dat grondrecht ook voor anderen te erkennen en dat individuele rechten niet contextloos gevorderd kunnen worden. Een verabsolutisering van individuele rechtsaanspraken dreigt immers de collectieve voorzieningen die voor hun gelding instaat, grondig aan te tasten. Ook wijst Raes (1995, 47-48) op de mogelijk onbedoelde effecten van de sociale politiek van de verzorgingsstaat. Verzorgingsarrangementen kunnen burgers immers gevangen houden in een afhankelijkheidsrelatie ten opzichte van de overheid, zie bijvoorbeeld de zogenaamde werkloosheidsval. Als deze onbedoelde effecten de overhand halen, kan het draagvlak bij de bevolking opnieuw onder druk komen te staan. Sociale grondrechten impliceren bijgevolg niet alleen een passief recht op krijgen, maar ook een

40 | Carton & Pauwels

actief recht om te handelen, zodat men uit de toestand van hulpbehoevendheid kan geraken. Sociale grondrechten kunnen dus niet worden beperkt tot een opvatting van compenserende rechtvaardigheid, zij dienen ook reformatorisch te zijn. Sociale grondrechten zijn met andere woorden stapstenen naar emancipatie (Raes 1995, 47-48). Tot zover enkele vragen en bedenkingen over het draagvlak voor sociale grondrechten, de maatschappelijke steun voor het Belgische sociale zekerheidsstelsel, de bedreigingen voor het stelsel en de mogelijke onbedoelde effecten van sociaal beleid. In wat volgt focust deze bijdrage vooral op het draagvlak voor sociale grondrechten en meer bepaald de perceptie van de burger over de rol van de overheid hierin. Ter situering van deze overheidsrol blikt het volgende deel eerst bondig terug op de uitbouw van de welvaartsstaat in België (Vlaanderen).

3. Onze welvaartsstaat onder druk In België is niet gewacht op de grondwettelijke verankering van de sociale grondrechten om de welvaartsstaat uit te bouwen. In de geschiedenis van de welvaartsstaat onderscheidt Deleeck (2001, 40-47) vijf fasen. De eerste fase situeert zich aan het begin van de 19e eeuw en loopt door tot 1880. Tijdens deze periode van industrialisatie en liberalisme werden de eerste kiemen gelegd van wat later de ziekenfondsen, de coöperatieven en vakbonden zouden worden. Van 1880 tot aan de Eerste Wereldoorlog volgt het begin van de arbeidsbescherming en de sociale verzekeringen met de totstandkoming van een reeks sociale wetten zoals reglementering van vrouwen- en kinderarbeid (1889), wet op verzekering tegen arbeidsongevallen (1903), wet op zondagsrust (1905) en leerplicht tot 14 jaar (1914). Tijdens de crisisperiode van de jaren dertig van de 20ste eeuw wordt de basis gelegd van de welvaartsstaat. De arbeidswetgeving biedt voortaan niet alleen bescherming maar streeft ook naar de positieve verbetering van het statuut van de individuele werknemer. Het stelsel van sociale verzekeringen is gericht op de bescherming van de economisch zwakkeren tegen de risico’s van het leven. In twee sectoren, pensioenen en kinderbijslagen zijn de sociale verzekeringen al verplicht. Ziekteverzekering en werkloosheidsverzekering ontwikkelen zich verder, maar blijven vrijwillig. Na de Tweede Wereldoorlog wordt de welvaartsstaat, dankzij een sterke economische groei, verder uitgebouwd tijdens de ‘gouden’ jaren 1950 – 1965. Door de Besluitwet van december 1944 wordt de sociale zekerheid systematisch georganiseerd en voor alle werknemers verplichtend gemaakt. De betaling van de bijdragen wordt gecentraliseerd (Rijksdienst Sociale Zekerheid); de rijksdiensten worden samen door werkgevers- en werknemersafgevaardigden bestuurd; de uitbetaling van de werkloosheidsverzekering, van de ziekte- en invaliditeitsverzekering en van de kinderbijslagen blijft echter in handen van respectievelijk de vakbonden, ziekenfondsen en (patronale) compensatiekassen. De welvaartsstaat komt neer op een eigen type van welvaartsverdeling omgeven door een eigen type van besluitvorming (Deleeck 2001, 25). Met

verantwoordelijkheden en prestaties van de overheid

Deleeck (2001, 25) kunnen de essentiële bestanddelen van onze welvaartsstaat kernachtig samengevat worden als: “een hoog welvaartspeil; het optreden van de overheid met een instrumentarium van maatregelen (wetgeving, inkomensoverdrachten, sociale goederen en diensten en werkgelegenheid); gericht op de effectieve verwezenlijking van wettelijk gewaarborgde grondrechten op sociaal en economisch gebied; het behoud van de vrije markt; de medewerking van erkende vrije sociale organisaties in het raam van instellingen van overleg; behoud van de parlementaire democratie; gesteund op een ideologie van gelijkheidsstreven, redelijke welvaartsverdeling en in vrijheid georganiseerde solidariteit”. De vijfde fase in de geschiedenis van onze welvaartsstaat neemt een aanvang met de gevolgen van de eerste oliecrisis van 1973 met enerzijds een toenemende werkloosheid en vertraagde economische groei en anderzijds sterk oplopende sociale uitgaven waardoor de grondslagen van de welvaartsstaat worden aangetast. Met behulp van bijzondere machten voert de regering midden de jaren tachtig een crisisbeleid. In wezen wordt de bestaande structuur van de sociale zekerheid niet aangetast maar het uitgestippelde beleid impliceerde wel een grotere solidariteit (o.a. afschaffing loongrens voor de berekening van de bijdragen en behoud voor de berekening van de uitkeringen) en grotere selectiviteit (o.a. gezinsmodulatie in de werkloosheid). In het algemeen heeft het socialezekerheidsstelsel in de crisisperiode 1975-1985 vrij stabiliserend gewerkt (Deleeck 2001, 460-464). Ook tijdens de periode 1985-1997 blijft globaal genomen de doelmatigheid van de sociale zekerheid vrij stabiel: ruim een derde van de Belgische huishoudens ontsnapt aan de armoede dankzij de sociale zekerheid. Omgekeerd blijft het aandeel gezinnen dat ook zonder sociale zekerheid bestaanszekerheid zou genieten schommelen rond 60 %. Vanaf 1985 neemt de doelmatigheid van de vervangingsinkomens echter langzaam maar aanhoudend af. De armoede onder de gezinnen met een pensioen, een werkloosheids- of een arbeidsongeschiktheidsuitkering steeg. Deze ontwikkeling doet zich uitsluitend voor bij gezinnen die het vervangingsinkomen niet (kunnen) cumuleren met een arbeidsinkomen (Deleeck 2001, 377). De laatste decennia van de 20ste eeuw zijn gekenmerkt door heel wat diepgaande veranderingen. Op economisch vlak was er de overgang van een industriële naar een post-industriële economie met de afbouw van de traditionele industrietakken en de opkomst van de dienstensector, de uitstoot van laaggeschoolde werknemers en de toenemende vraag naar hooggeschoolden, of met andere woorden de evolutie naar een kennisintensieve werkomgeving (Marx 2007). Op socio-demografisch vlak wordt de structuur van de bevolking gekenmerkt door veroudering, gezinsverdunning en –destabilisatie en toenemende arbeidsparticipatie van de vrouwen (Deleeck 2001, 2003). De heroriëntering naar de actieve welvaartsstaat op het einde van de 20ste eeuw - meer mensen aan het werk, minder uitgaven aan uitkeringen moet een uitweg bieden aan al deze verschillende veranderingen (Deleeck 2001).

42 | Carton & Pauwels

Cantillon e.a. (2003) hebben onderzocht hoe het de gezinnen aan de onderkant is vergaan vanaf de jaren ‘70 tot de beginperiode van het actieve welvaartsstaatbeleid 1999-2003. Hun conclusie is genuanceerd. Zo liggen de minimumuitkeringen en netto-minimumlonen beginjaren 2000 in reële termen op een substantieel hoger niveau dan aan het eind van de jaren ‘90. Maar deze opwaartse trend was slechts mogelijk mits een belangrijke budgettaire kost. Het actieve welvaartsstaatbeleid heeft echter niet geleid tot een hogere activiteitsgraad maar heeft wel de weg vrijgemaakt voor de verhoging van ‘passieve’ uitkeringen. Tot slot blijft er de fundamentele vaststelling dat over een lange periode van 1970 tot begin 2000 de welvaartstaat er niet in geslaagd is om het niveau van de bodembescherming structureel mee te laten evolueren met de gemiddelde lonen, laat staan met de gemiddelde welvaart. Ander onderzoek van Cantillon e.a. (1997) toonde aan dat de Belgische sociale zekerheid in de tweede helft van de jaren tachtig beter was in de bestrijding van de armoede in vergelijking met enkele Scandinavische landen en onze buurlanden Duitsland, Frankrijk en Nederland. Deze gunstige situatie is in de jaren negentig beginnen kantelen. Begin 21ste eeuw behoort België weliswaar nog steeds tot de kopgroep van Europese landen die een hoog welvaartsniveau combineren met een relatief lage armoede en een relatief egalitaire verdeling van de welvaart. Maar binnen deze kopgroep is België weggezakt tot een modaal tot zwak presterend land. In termen van de gecombineerde prestaties op vlak van tewerkstelling en sociale inclusie is België vandaag bij de zwak presterende landen (Cantillon e.a. 2007). Hierbij moet wel opgemerkt worden dat Vlaanderen er voor heel wat arbeidsmarktindicatoren en vooral armoede-indicatoren beter voor staat dan de Brusselse en Waalse regio. Dit wordt bevestigd door enkele recente internationale rapporten. Zowel de evaluatie van het Belgische Hervormingsprogramma in het kader van het Lissabonproces door de Europese Commissie (X 2006) als het Oeso-rapport over België (2007) tonen aan dat België economisch aan de beterhand is. Een analyse vanuit regionaal perspectief wijst er echter op dat “België het goed doet dankzij Vlaanderen” en dat Vlaanderen de hefboom vormt voor sociaal-economische hervormingen in België (X 2007a, X 2007b).

4. Het veilig stellen van onze welvaart centraal in de Vlaamse regeerakkoorden Niettegenstaande de recente gunstige economische conjunctuur zijn de uitdagingen voor onze welvaartsstaat ook het politieke beleidsniveau niet ontgaan. Een jaar na het aantreden van de eerste regering Van den Brande werd in 1993 het project ‘Vlaanderen-Europa 2002’ gelanceerd. Het was een oproep tot alle Vlamingen om met meer visie en in nauwe samenwerking met elkaar – ‘niet alles mag van de overheid verwacht worden’ - te werken aan een nieuw Vlaanderen dat zijn eigenheid in Europa en de wereld diende te bewaren en te versterken. Om de toekomst veilig te stellen en een beter leven in Vlaanderen te garanderen werd een actie-

verantwoordelijkheden en prestaties van de overheid

plan uitgewerkt dat verliep via zeven beleidssporen, in het bijzonder waren er sporen naar een leefbaar, creatief, werkend, lerend, zorgzaam, toegankelijk en democratisch Vlaanderen, met sterke bestuurskracht (Van den Brande e.a. 1993). Het Vlaamse regeerakkoord 1995-1999 ‘Bakens voor de 21ste eeuw’ borduurde verder op de nieuwe maatschappelijke uitdagingen uit het eerste regeerakkoord van de regering Van den Brande (1992). Het uitgangspunt was dat Vlaanderen één van de meest welvarende regio’s van Europa is maar dat die welvaart niet vanzelfsprekend is. Werkgelegenheid was voor deze regering een topprioriteit zodat voor iedereen in Vlaanderen een duurzame welvaart kan worden gewaarborgd (1995, 14-15). Een ander belangrijk punt in dit regeerakkoord was de aandacht voor de kwaliteit van het Vlaamse bestuur (1995, 21-23). De uitbouw van een efficiënte, doeltreffende en klantvriendelijke overheidsinfrastructuur moet de Vlaamse overheid toelaten in te spelen op een steeds veranderende omgeving. De burger werd vooral gepercipieerd als klant. De achterliggende redenering was dat als de bevolking overtuigd kan worden dat zij waar voor haar geld krijgt, de overheid een groter vertrouwen zal verwerven. Een constructieve dialoog met een geresponsabiliseerd middenveld nam hierbij eveneens een belangrijke rol in. De actieve rol van de burger bij de uitbouw van een welvarend Vlaanderen komt centraler te staan in de volgende regeerakkoorden. In het regeerakkoord ‘Een nieuw project voor Vlaanderen’ riep de Regering Dewael zowel de overheid als de burger op om hun aandeel in het nieuwe maatschappelijke contract op te nemen zodat Vlaanderen de 21ste eeuw met vertrouwen kan tegemoet zien. Dit regeerakkoord wees eveneens op heel wat bedreigingen en uitdagingen die onze welvaart in gevaar brengen. Met een actief werkgelegenheidsbeleid en een actief zorgbeleid was het de bedoeling meer welvaart en meer welzijn te realiseren (1999). Het project ‘Kleurrijk Vlaanderen’ dat uitmondde in het Pact van Vilvoorde (22 november 2001) ging op dit elan verder. Het Vlaamse regeerakkoord 2004-2009 ten slotte vertrekt vanuit de vaststelling dat Vlaanderen een sterke regio is met veel kansen zoals de strategische ligging, de creativiteit en hoge productiviteit van zovele mensen, hoogstaand onderwijs, een sterk netwerk van KMO’s en zelfstandigen, een sterke industrie, goede gezondheidszorg, een hoge levensstandaard, een rijk cultureel leven en ecologisch potentieel, een sterke traditie van overleg en inspraak, de aanwezigheid van internationale instellingen, een waaier aan verenigingen, ... Daarop volgt onmiddellijk de vaststelling dat Vlaanderen ook een gemeenschap is met veel uitdagingen. Hierbij wordt onder meer verwezen naar de te lage werkgelegenheidsgraad, de uitdaging van de vergrijzing, de kansen maar ook de complexe realiteit van het samenleven van mensen met verschillende afkomst. Een andere uitdaging is dat veel mensen verwachten dat de overheid al hun problemen oplost. Ze voelen zich ongemakkelijk in een veranderend Vlaanderen. Veel mensen leven met de idee dat de overheid hen eerder hindert dan steunt in hun plannen en

44 | Carton & Pauwels

ambities. Ze voelen zich beknot in hun ondernemingszin, creativiteit en vermogen om een eigen leven uit te bouwen. Als antwoord op de grote uitdagingen van deze tijd neemt de Vlaamse regering zich voor om zich in 2004-2009 te focussen op meer werk, meer zorg, minder regels, meer participatie en meer Vlaanderen. Tegelijkertijd wordt gesteld dat de overheid niet alles kan en het niet alleen kan. Bouwen aan een beter Vlaanderen is een opdracht van iedereen. Elke burger in Vlaanderen wordt dan ook uitgenodigd om zijn verantwoordelijkheid op te nemen (2004, 7). In juli 2006, na twee jaar Regering Leterme, wordt een balans opgemaakt en de tussenstand bekeken (Vlaamse Regering 2006a). Het uitgangspunt voor de terugblik op de voorbije twee regeringsjaren vormt de vaststelling dat Vlaanderen niet vanzelf welvarend is geworden. Onze voorspoed is relatief in tijd en ruimte. De Vlaamse welvaart is hoofdzakelijk een verhaal van de laatste vijftig jaar, twee tot drie generaties. We zijn een open economie in een almaar sneller globaliserende wereld van open grenzen. Om het huidige hoge peil van welvaart en welzijn in Vlaanderen te verzekeren, wordt meer ondernemen en meer werkgelegenheid opnieuw als beleidsprioriteit vooropgesteld (2006b, 4). In het verlengde van deze tussentijdse balans stelt de Vlaamse Regering het project ‘Vlaanderen in actie’ voor (Vlaamse Regering 2006b). Hiermee kiest de Vlaamse Regering resoluut voor het behoud van onze welvaart, ons welzijn en voor de toekomst en het geluk van de huidige en toekomstige generaties (2006b, 11; 172). Deze terugblik op de Vlaamse regeerakkoorden sinds het begin van de jaren negentig toont aan dat het veilig stellen van onze welvaartsstaat al een tijdje hoog op de politieke agenda staat. Daartoe werkte elke regering ook telkens een langetermijnproject uit. De rol van de burger in dit verhaal is over de jaren heen wel gewijzigd. De rol van ‘klant’ uit de beginjaren ’90 is geëvolueerd naar een rol van betrokken partner waarin elke individuele burger zijn verantwoordelijkheid moet opnemen. Of en in hoeverre de burger in dit verhaal is meegegaan, komen we verder terug.

5. Toekomstverwachtingen De focus op het vrijwaren van onze welvaartsstaat in de voorbije Vlaamse regeerakkoorden staat niet in het ijle maar sluit grosso modo aan bij de perceptie van onze welvaartsstaat door de doorsnee burger. In de survey ‘Sociaal-culturele verschuivingen in Vlaanderen’ (SCV) is een vraag opgenomen naar mogelijke toekomstige ontwikkelingen in Vlaanderen. Tijdens verschillende surveyjaren zijn sinds 1996 vijf identieke uitspraken opgenomen die peilen naar algemene socio-economische toekomstverwachtingen. De uitspraken weerspiegelen tot op zekere hoogte de mate waarin men van oordeel is dat de verzorgingsstaat aspecten van sociale bescherming ook in de toekomst waar kan maken. De vraag en de uitspraken luiden als volgt:

verantwoordelijkheden en prestaties van de overheid

Denkt u dat het volledig fout, fout, niet fout en niet juist, juist of volledig juist is wanneer men zegt dat over 10 jaar • er in Vlaanderen meer werklozen zullen zijn dan nu • de Vlaming voor zijn eigen pensioen zal moeten zorgen • het aantal sociaal uitgeslotenen in Vlaanderen groter zal zijn dan nu • de volgende generatie een stap terug zal moeten zetten met z’n inkomen • het verschil tussen hoge en lage inkomens van de werkende Vlaming groter zal zijn dan nu Grafiek 1: Socio-economische toekomstverwachtingen in Vlaanderen, % (volledig) juist bij 18-75 jarige Vlamingen 90

40 % (volledig) juist 30

0 1996

1997

1998

1999

2000

2001

2002

2003

2004

2005

2006

o v e r 1 0 j. m e e r w e r klo z e n in V l. o v e r 1 0 j. V la m in g z o r g t v o o r e ig e n p e n s io e n o v e r 1 0 j. a a n ta l s o c ia a l u itg e s lo t e n e n in V l. g r o te r o v e r 1 0 j. v o lg e n d e g e n e r a tie s ta p te r u g m e t in k o m e n o v e r 1 0 j. v e r s c h il tu s s e n h o g e la g e in k o m e n s w e r ke n d e V la m in g g r o t e r

Bron. SCV 1996-2006, gewogen op referentieweging voor vergelijking doorheen de tijd. Grafiek 1 geeft het percentage Vlamingen weer dat deze uitspraken telkens als (volledig) juist beoordeelt. De meest pessimistische opvattingen voor alle vijf de uitspraken zijn terug te vinden in 1997. Tweederde van de Vlamingen is er in dat jaar van overtuigd dat over 10 jaar

46 | Carton & Pauwels

meer werklozen zullen zijn in Vlaanderen. Om en bij de zeven op tien denkt dat over 10 jaar de Vlaming voor zijn eigen pensioen zal moeten zorgen en dat er meer sociaal uitgeslotenen zullen zijn. Ruim drie op vier ziet de volgende generatie een stap terugzetten met z’n inkomen en het verschil tussen hoge en lage inkomens van de werkende Vlaming groter worden. Of het oordeel in 1997 een verderzetting is van een stijgende pessimistische lijn die ingezet is voor 1996 blijft een vraagteken. Gegevens voor de periode voor 1996 ontbreken immers. Uit de grafiek kan wel afgeleid worden dat naar het einde van de jaren ‘90 toe de opvattingen minder pessimistisch worden en bij de millenniumwisseling uitmonden in meer optimistische socio-economische toekomstverwachtingen, behalve dan voor wat betreft het verschil tussen hoge en lage inkomens van de werkende Vlaming. In 2000 meent amper drie op tien van de Vlamingen dat er over 10 jaar meer werklozen zullen zijn in Vlaanderen. Ongeveer de helft is nog van oordeel dat de Vlaming voor zijn eigen pensioen zal moeten zorgen, dat het aantal sociaal uitgeslotenen groter zal zijn en dat de volgende generatie een stap terug zal moeten zetten met zijn inkomen. Begin jaren 2000 evolueren de toekomstverwachtingen over vormen van sociale bescherming terug in een meer pessimistische richting. In 2006 evenaren de percentages weliswaar niet die van 1997 maar ze liggen toch opmerkelijk hoger dan het meer optimistische jaar 2000 (zie bijlage 1 voor statistische toets). Of deze pessimistische trend zich doorzet in de volgende jaren zal verder onderzoek moeten uitwijzen. Merk op dat het percentage pessimistische antwoorden over de toekomstige ontwikkeling betreffende werkloosheid in 2000 wel bijzonder laag ligt in vergelijking met de andere jaren. Wellicht is dit oordeel ook gestoeld op een stuk reële ervaring. Grafiek 2 toont immers de dalende trend van de werkloosheidsgraad vanaf 1996, met vanaf 2002 opnieuw een toename. Het jaar 2006 laat terug een lichte afname van het aandeel van de werklozen zien. Werkloosheid is echter een voorbeeld van een achterlopende indicator op de reële economische toestand. Zo laat 1997 de hoogste reële groei optekenen van het voorbije decennium en zijn de socio-economische toekomstverwachtingen in dat jaar het meest pessimistisch. Mensen laten zich bij de inschatting van de economische toestand vermoedelijk meer leiden door de stand van de werkloosheid en door gebeurtenissen van het moment (o.a. sluiting Renault-Vilvoorde in 1997). De werkloosheid reageert steeds met vertraging op de werkelijke economische toestand. Zo duurt het even vooraleer bedrijfsleiders werknemers beginnen te ontslaan als het slecht begint te gaan in hun onderneming. Dat verklaart waarom de “correlatie” tussen “mening over werkloosheid” en “reële groei BBP” zo slecht is. De Vlamingen mogen dan al eerder pessimistisch gestemd zijn over de socio-economische toekomstverwachtingen, dit blijkt toch niet samen te vallen met het algemene geluksgevoel en de tevredenheid over verschillende levensaspecten. Bijna negen op de tien antwoordt zich eerder tot uitermate gelukkig te voelen over zijn leven in het algemeen genomen. De gemiddelde

verantwoordelijkheden en prestaties van de overheid

score voor de tevredenheid met verschillende aspecten van het dagelijkse leven bedraagt 3,1 (minimum 1 – maximum 4). De tevredenheid met het inkomen (2,82) scoort wel het laagst. Grafiek 2: Werkloosheidsgraad* en reële groei van het BBP in het Vlaamse gewest **, in % 7,0% 6,0% 5,0% 4,0% 3,0% 2,0% 1,0% 0,0% 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 werkloosheidsgraad

reële groei BBP

Bron*. FOD Economie – Afdeling Statistiek EAK, bewerking Steunpunt WAV (SWAV) Tussen 1998 en 1999 is er een tijdreeksbreuk wegens 2 wijzigingen in de organisatie van de Enquête naar de Arbeidskrachten: Beroepsbevolking of beroepsactieven: de personen die actief zijn op de arbeidsmarkt, hetzij als werkzoekende, hetzij als werkende volgens de bepaling van ‘International Labour Organisation). De ILO-werkenden zijn personen die in de referentieweek minstens één uur betaalde arbeid hebben verricht. De ILO-werklozen zijn de niet-werkenden die afgelopen vier weken actief naar werk gezocht hebben en onmiddellijk beschikbaar zijn voor de arbeidsmarkt (=binnen de twee weken een nieuwe job kunnen beginnen), samen met de niet-werkenden die een job hebben gevonden die binnen de drie maanden begint. Bron**. 1996 - 2005: Instituut voor de Nationale Rekeningen (INR), 2006: SVR Op basis van de gegevens uit SCV 2002 hebben Jacobs e.a. (2003, 199-229) vanuit een sociologische bril de determinanten van socio-economische toekomstverwachtingen proberen

48 | Carton & Pauwels

in kaart te brengen. Zij vonden vooreerst, tegengesteld aan hun verwachtingen, geen noemenswaardige effecten van inkomen, werkstatus, kinderen, levensbeschouwelijke betrokkenheid, media-gebruik en sociaal kapitaal. Gender en opleiding hebben wel belang. Mannen hebben een grotere kans op een optimistisch socio-economisch toekomstbeeld dan vrouwen. Wie lager opgeleid is, heeft de kans eerder pessimistisch te zijn, terwijl hoger opgeleiden een eerder optimistische kijk hebben. Leeftijd speelt dan weer een onduidelijke rol en heeft over het algemeen geen betekenisvol effect. Gevoelens van discriminatie, gevoelens van in de steek gelaten te zijn door de overheid en individualisme hebben een negatieve invloed op de socioeconomische toekomstverwachtingen, terwijl vertrouwen in de instellingen als een belangrijke positieve stimulans geldt. Etnocentrisme, politieke machteloosheid en vooral het onveiligheidsgevoel vergroten dan weer de kans op een pessimistische toekomstverwachting voor Vlaanderen op socio-economisch gebied. In navolging van Nederlands onderzoek besluiten de auteurs dat een actuele persoonlijke malaise die zich uit in verschillende negatieve attitudes en ervaringen, zich ook vertaalt in een sombere toekomstverwachting voor Vlaanderen. Als men het toekomstbeeld van de Vlamingen wil bijschaven, zal men dus die negatieve attitudes moeten aanpakken. Een replicatie van deze vaststellingen met de data uit SCV 2006 is niet zomaar mogelijk. Niet alle determinanten zijn immers in de bevraging van 2006 opgenomen. De gegevens voor 2006 laten wel toe te besluiten dat een ruime meerderheid van de Vlamingen eerder pessimistisch is ingesteld over enkele socio-economische ontwikkelingen. Opvallend is ook dat bijna drie vierde van de Vlaamse burgers het (volledig) juist acht dat over 10 jaar het verschil tussen hoge en lage inkomens van de werkende Vlaming groter zal zijn dan nu. Volgens Jacobs e.a. (2003, 227) kunnen toekomstverwachtingen niet zomaar als graadmeters van instemming met of afkeuring van het socio-economische beleid gezien worden, maar deze vaststellingen roepen op zijn minst vragen op over het vertrouwen in de herverdeling van de beschikbare rijkdom. Hiermee komt een van de belangrijke pijlers van onze welvaartsstaat onder druk te staan1.

In tegenstelling tot de andere surveyjaren waar het gemiddelde aantal ontbrekende antwoorden (vooral weet niet) op de items over toekomstverwachtingen varieert van 4 tot 6 %, bedraagt het percentage ontbrekende antwoorden in 2006 telkens om en bij de 1 %. Hebben de Vlaamse burgers in 2006 een meer uitgesproken mening of heeft dit te maken met de interviewers? Dit laatste lijkt weinig waarschijnlijk daar bij deze vraag tijdens alle surveyjaren steeds gebruik is gemaakt van een antwoordkaart waarop de antwoordcategorie â€˜weet nietâ€™ niet expliciet vermeld stond.

verantwoordelijkheden en prestaties van de overheid

6. De Vlaamse burger over de overheid en haar verantwoordelijkheden en prestaties Anno 2006 is een ruime meerderheid van de Vlaamse bevolking eerder pessimistisch ingesteld over de socio-economische toekomstverwachtingen. De terugblik op de Vlaamse regeerakkoorden vanaf het begin van de jaren ‘90 toonde aan dat de verschillende regeringscoalities deze bezorgdheid ter harte namen. In deze regeerakkoorden is de rol van ‘burger is klant’ opgeschoven naar een sterker benadrukken van de individuele verantwoordelijkheid. De burger mag niet zomaar alles verwachten van zijn overheid. Eenieder wordt opgeroepen om actief mee te werken aan een beter Vlaanderen. Dit komt zeer duidelijk tot uiting in het Vlaamse regeerakkoord van 2004-2009. Carton & Pauwels (2005) toonden aan hoe de invulling van het concept burgerschap naadloos aansluit bij de republikeinse traditie van burgerschap. Hierbij wordt burgerschap niet alleen gekoppeld aan een status – de rechten en plichten van de ingezetenen van Vlaanderen – maar is het ook een ambt, een opdracht, een bepaalde houding gekoppeld aan een bepaald gedrag. Elke Vlaamse burger – ongeacht zijn herkomst – heeft de verantwoordelijkheid mee te bouwen aan een Vlaanderen waar het goed is om te leven, werken en wonen. Hierbij is ook een belangrijke rol weggelegd voor het maatschappelijke middenveld. Daarnaast wil de Vlaamse overheid ook haar verantwoordelijkheid niet ontlopen. Zij moet de voorwaarden scheppen waarin dat goede leven tot stand kan komen. Zo is het onder meer de taak van de overheid om te zorgen voor minder regels en een betere dienstverlening, om de samenleving waar nodig sociaal te corrigeren. Het feit dat elke inwoner van Vlaanderen op zijn verantwoordelijkheid wordt aangesproken, wijst op een duidelijke afwijzing van de liberale traditie van burgerschap waarbij veel meer de nadruk ligt op de vrijwillige participatie, op het zich enkel inzetten voor de publieke zaak wanneer men er zelf rechtstreeks belang bij heeft. Met behulp van de Vlaamse ISSP data uit 2004 schetsten Carton & Pauwels een beeld van de perceptie van een ‘goede burger’ en de rol van de overheid in Vlaanderen (2005)2. De beeldvorming over een ‘goede burger’ valt uiteen in vier verschillende dimensies: plichten, verdraagzaamheid, wereldburgerschap en actief politiek burgerschap. Ten opzichte van de andere dimensies wordt het actieve politieke burgerschap als minder belangrijk beschouwd. Vooral het steeds gehoorzamen aan wetten en het naleven van plichten acht de Vlaming belangrijk om een ‘goede’ burger te zijn. De overgrote meerderheid van de Vlaamse bevolking hecht heel veel belang aan de rol van de overheid om de rechten van de mensen die leven in een democratie te vrijwaren. De inzet van de burger wordt als minder belangrijk beschouwd. Dat is alvast een indicatie dat de tweerichtingsrelatie tussen burger en overheid nog niet in evenwicht is. De oproep in het Vlaamse regeerakkoord om zich als burger actief en verantwoordelijk op 2

ISSP International Social Survey Programme, zie http://www.issp.org

50 | Carton & Pauwels

te stellen tegenover de overheid, vindt meer gehoor bij de hogergeschoolden, de mannelijke bevolking, degenen die ooit lid zijn geweest van een of meer verenigingen, degenen die zelf al gebruik hebben gemaakt van allerlei actiemiddelen en degenen die al vertrouwen stellen in de overheid. Het zijn ook net de lagergeschoolden die nog meer dan de hogergeschoolden heel veel belang hechten aan de rol van de overheid. In het concept burgerschap wordt naast de rechten en plichten van burgers ook uitdrukkelijk gewezen op de plichten van de staat tegenover zijn burgers. In de ISSP-vragenmodule 2004 heeft één van de zes uitspraken over de rechten van de mensen in een democratie betrekking op de sociale en economische rechten die werkelijkheid worden binnen de context van een verzorgingsstaat. Aan de respondenten werd gevraagd om met behulp van een zevenpuntschaal (van helemaal niet belangrijk tot heel belangrijk) aan te geven hoe belangrijk men het vindt dat alle burgers een goede levensstandaard hebben. Drievierde van de Vlamingen is van oordeel dat dit heel belangrijk is (score 6 of 7). Met de ISSP data van 2006 kunnen we de beeldvorming over de plicht, de verantwoordelijkheid van de overheid met betrekking tot sociale en economische rechten verder uitdiepen. De ISSP module ‘role of government’ bevat immers een expliciete vraag naar de verantwoordelijkheid van de overheid met betrekking tot tien verschillende aspecten die allen gerelateerd zijn aan sociale (item c, d, f, h, i uit tabel 1), economische (a, b, g, e) en ecologische rechten (j), zoals vervat in de sociale grondrechten. Met behulp van een vierpuntenschaal van zeker niet tot zeker wel konden de respondenten telkens aangeven in welke mate een bepaald aspect al dan niet tot de verantwoordelijkheid van de overheid behoort3. Globaal genomen behoren de opgesomde aspecten in tabel 1 voor een meerderheid van de Vlamingen tot de verantwoordelijkheid van de overheid. Deze meerderheid varieert echter van een eerder krappe tot een zeer ruime meerderheid. Zo staat het voor bijna alle Vlamingen van 18 tot en met 85 jaar buiten kijf dat de overheid moet zorgen voor gezondheidszorg voor de zieken (98 % eerder wel tot zeker wel) en voor een behoorlijke levensstandaard voor de ouderen (96 % eerder wel tot zeker wel). Daartegenover staat dat ‘slechts’ 58 % van de Vlamingen het als de verantwoordelijkheid van de overheid beschouwt om werklozen een behoorlijke levensstandaard te geven. De antwoordverdeling is net zoals bij het aspect ‘iedereen die een job wil aan een job helpen’ ook meer verspreid, wat wijst op een verdeelde mening binnen de Vlaamse bevolking. De items over gezondheidszorg en levensstandaard voor ouderen lokken ook een meer uitgesproken mening uit. De item non-repons met 2 tot 2,8 % ligt in vergelijking met andere aspecten be3

Merk op dat de ISSP een internationaal onderzoek is waarbij de vergelijking tussen landen centraal staat. Bij de vertaling is geopteerd om de globale term overheid te gebruiken en niet te specificeren naar nationale/federale of regionale overheid.

verantwoordelijkheden en prestaties van de overheid

duidend lager. Zo geeft ongeveer 7 % van de respondenten aan geen keuze te kunnen maken bij ‘werklozen een behoorlijke levensstandaard geven’ en iets meer dan 1 % laat het item onbeantwoord. De meningen over het item ‘werklozen’ zijn niet alleen meer verdeeld maar een groep kan of wil zich ook niet klaar en duidelijk uitspreken. Tabel 1: Antwoordverdeling van aspecten behorend tot de verantwoordelijkheid van de overheid (in %) Is het al dan niet de verantwoordelijkheid van de overheid

Zeker niet

Eerder niet

Eerder wel

Zeker wel

a. om iedereen die een job wil, aan een job te helpen

6,4

21,4

44,0

28,1

1287

b. om de prijzen onder controle te houden

1,4

6,3

45,6

46,6

1326

c. om te zorgen voor gezondheidszorg voor de zieken

0,2

1,7

38,8

59,3

1338

d. om ouderen een behoorlijke levensstandaard te geven

0,2

3,6

40,3

56,0

1328

e. om de industrie de nodige steun te geven zodat ze kan groeien

2,0

17,1

55,6

25,2

1277

f. om werklozen een behoorlijke levensstandaard te geven

9,0

33,4

43,8

13,8

1258

g. om de inkomensverschillen tussen arm en rijk te verkleinen

2,8

14,5

39,4

43,3

1300

h. om universiteitsgezinnen uit gezinnen met een laag inkomen financiële hulp te geven

1,9

5,8

51,6

40,7

1306

i. om te zorgen voor behoorlijke huisvesting voor wie die niet kan betalen

1,7

13,5

55,7

29,1

1282

j. om de industrie wetten op te leggen zodat het milieu minder schade wordt toegebracht

0,9

5,5

43,9

49,7

1291

Bron. SCV 2006: N=1366 gewogen data cross-sectie (respons op ISSP vragenlijst) De opvattingen over de overheidsverantwoordelijkheid zijn consistent met de meningen aan welke beleidsdomeinen de overheid meer of minder geld zou moeten besteden. Zo mag de overheid voor ruim zes op tien van de Vlamingen meer tot veel meer besteden aan gezondheid

52 | Carton & Pauwels

en pensioenen. Ook als ‘veel meer’ een belastingsverhoging tot gevolg kan hebben. Slechts iets meer dan een tiende van de Vlaamse bevolking staat achter een meeruitgave voor werkloosheidsuitkeringen. Merk op dat dit globale resultaten zijn. Een meer diepgaande analyse van het profiel van de burgers dat van oordeel is dat de overheid meer of minder zou moet uitgeven aan bepaalde beleidsdomeinen, zal heel waarschijnlijk samenhangen met bepaalde levensomstandigheden (zie onder meer Vrind 2007, 29). Het toeschrijven van verantwoordelijkheden aan de overheid is één kant van de medaille. Een andere kant is de mening van de burger over de mate van presteren op deze beleidsdomeinen (tabel 2). Zes op tien van de Vlaamse bevolking vindt dat de overheid goed tot zeer goed presteert op het domein gezondheidszorg voor de zieken. Een negatieve beoordeling wordt door amper een tiende gegeven. Wederom ligt bij dit domein van de sociale zekerheid het aantal ontbrekende antwoorden het laagst en wordt in vergelijking met de andere beleidsdomeinen de middencategorie het minst aangeduid. De beoordeling voor het zorgen voor een behoorlijke levensstandaard voor ouderen valt voor iets meer dan vier op tien nog positief uit en het merendeel van de respondenten ventileert eveneens een mening daar het aantal ontbrekende antwoorden zeer laag is. De overige domeinen laten een heel wat minder positieve beoordeling zien. De strijd tegen werkloosheid krijgt met 16 % het minst positieve beoordelingen achter zich. Op dit vlak heeft de overheid, volgens de perceptie van de burger, nog heel wat werk voor de boeg. De beoordeling over de bescherming van het milieu is onbeslist daar de helft van oordeel is dat de overheid hierop noch slecht noch goed presteert. Het omgaan met terroristische dreigingen en het bestrijden van criminaliteit zijn weliswaar geen items die rechtstreeks gerelateerd zijn aan de sociale grondrechten maar een veilige, vertrouwende omgeving is toch een noodzakelijke voorwaarde voor een gunstig sociaal-economisch leven zodat een ieder een menswaardig leven kan leiden. De beoordeling op deze domeinen is niet zo positief te noemen. Ruim eenderde van de Vlaamse bevolking geeft aan dat de overheid slecht tot zeer slecht presteert op het omgaan met terroristische dreigingen. De prestaties op het vlak van het bestrijden van criminaliteit worden door ruim vier op tien negatief beoordeeld. Ter verzachting van dit harde oordeel kan gewezen worden op de vrij omvangrijke groep die zich noch positief noch negatief uitlaat en het relatief hoge percentage van respondenten dat bij deze items geen keuze kan of wil maken (5,4 tot 9,8 %). De meningen zijn bijgevolg verdeeld en hangen af van het type van beleidsdomein. Een vaststelling die in de lijn ligt van onder meer Reynaert e.a. (2006).

verantwoordelijkheden en prestaties van de overheid

Tabel 2: Antwoordverdeling van beoordeling overheidspresteren (in %)

Slecht

Noch slecht noch goed

Goed

Zeer goed

1,2

8,6

30,4

50,2

9,5

1326

b. Zorgen voor een behoorlijke levensstandaard voor de ouderen

2,3

15,0

40,4

38,8

3,5

1323

c. Omgaan met terroristische dreigingen in ons land

10,1

24,9

39,8

23,1

2,1

1232

d. Bestrijden van criminaliteit

12,7

32,6

36,1

17,2

1,4

1292

e. Strijd tegen werkloosheid

8,7

29,7

45,7

14,7

1,2

1303

f. Bescherming van het milieu

3,2

18,2

50,2

26,5

1,9

1312

Hoe goed of slecht presteert de overheid in ons land op elk van de volgende domeinen?

Zeer slecht

a. Zorgen voor gezondheidszorg voor de zieken

Bron. SCV 2006: N=1366 gewogen data cross-sectie (respons op ISSP vragenlijst)

7. Wie deelt welke perceptie over overheidsverantwoordelijkheid en overheidspresteren? Om een antwoord te geven op de vraag of en hoe het al dan niet toeschrijven van een bepaalde mate van overheidsverantwoordelijkheid op aspecten van sociale grondrechten samen gaat met de beoordeling van het presteren op verschillende gerelateerde beleidsdomeinen, opteren we voor een globale aanpak. We beseffen dat hierdoor nuances verloren gaan. De mate van toeschrijven van verantwoordelijkheid aan de overheid varieert immers naargelang van het beleidsdomein. Zo is de Vlaamse bevolking het bijna unaniem eens dat gezondheidszorg en het geven van een behoorlijke levensstandaard aan de ouderen tot de kerntaken van de overheid behoort. Die eensgezindheid is veel minder terug te vinden bij bijvoorbeeld het geven van een behoorlijke levensstandaard aan werklozen. De beoordeling van de overheidsprestaties hangt eveneens af van het type van beleidsdomein. De globale aanpak lijkt ons toch verantwoord daar voor zowel de dimensie ‘overheidsverantwoordelijkheid’ als voor ‘overheidspresteren’ telkens een betrouwbare schaal aangemaakt kan worden met een voldoende interne consistentie (zie bijlage 2).

54 | Carton & Pauwels

Grafiek 3 laat zien hoe de antwoorden op deze schalen zich tot elkaar verhouden. Meteen valt wederom op dat het overgrote deel van de Vlaamse bevolking globaal genomen een grote tot zeer grote verantwoordelijkheid toekent aan de overheid op aspecten die gerelateerd zijn aan ons socialezekerheidsstelsel (twee bovenste kwadranten). De negatieve scores op deze dimensie zijn duidelijk in de minderheid (twee onderste kwadranten). Wat betreft het globale presteren van de overheid op verschillende beleidsdomeinen treedt er grosso modo een driedeling op: een groep is tevreden (positieve scores, rechts van Y-as), een tweede is ontevreden (negatieve scores, links van Y-as) en een derde groep heeft geen uitgesproken positieve of negatieve mening (scores op Y-as). Deze visuele voorstelling roept automatisch vragen op naar wie deze burgers zijn die achter deze of gene perceptie staan? De verdere analyse focust zich enkel op de beoordeling van de overheidsprestaties. Een combinatie met de dimensie verantwoordelijkheid is immers niet zinvol omdat te weinig variatie in deze dimensie optreedt. Een zeer ruime meerderheid van de Vlamingen acht de overheid immers verantwoordelijk voor aspecten die te maken hebben met sociale grondrechten. Bij de evaluatie van het overheidspresteren onderscheiden we drie groepen. Een kleine helft van de burgers geeft een positieve beoordeling (score > 0; 46,9 %). Viertiende is eerder tot zeer ontevreden (score < 0; 40,7 %) en iets meer dan één op tien spreekt zich noch positief noch negatief uit over het globale presteren van de overheid op verschillende beleidsdomeinen (score=0; 12,4 %)4.

Deze groep omvat zowel respondenten die zich over de volledige lijn noch positief noch negatief uitspreken als respondenten die er een verdeelde mening op na houden wat zich uit in evenveel negatieve als positieve oordelen gecombineerd met de middencategorie ‘noch slecht noch goed’.

verantwoordelijkheden en prestaties van de overheid

Grafiek 3: Overheidsverantwoordelijkheid en overheidspresteren 2,00

V e e l v e ra n tw o o rd e lijk h e id /

s le c h te p re s ta tie s

g o e d e p re s ta tie s

1,00

0,00

-1,00

W e in ig v e ra n tw o o rd e lijk h e id / W e in ig v e ra n tw o o rd e lijk h e id /

g o e d e p re s ta tie s

s le c h te p re s ta tie s

-2,00

-1,00

0,00

1,00

2,00

Cases weighted by WEEGCOEFFICIENT ISSP 2006

Bron. SCV 2006: N=1366 gewogen data cross-sectie (respons op ISSP vragenlijst). Met behulp van enkele beschikbare achtergrondkenmerken, een selectie van algemene sociaal-maatschappelijke en politieke opvattingen en waarden ĂŠn het stemgedrag wordt in dit deel een profiel geschetst van de verschillende types van burgerpercepties. De aanpak van Jacobs e.a. (2003) heeft hierbij inspirerend gewerkt. In hun exploratieve zoektocht naar determinanten van socio-economische toekomstverwachtingen opteren zij voor een stapsgewijze causale analyse of een padmodel. Dit komt neer op het stapsgewijs bestuderen van de totale effecten van een reeks variabelen, uitgezuiverd voor het effect van logisch voorafgaande variabelen. De variabelen worden op inhoudelijke gronden per groep in opeenvolgende modellen opgenomen waarbij theoretisch wordt uitgegaan dat de variabelen uit de voorafgaande stappen ook effectief causaal voorafgaand zijn aan deze van de volgende stappen (2003, 214). Op deze wijze

56 | Carton & Pauwels

kunnen ook de rechtstreekse en/of onrechtstreekse effecten van bepaalde variabelen op types van perceptie geduid worden (Swyngedouw 2002). Multinomiale logistische regressie is in deze context een geschikte analysetechniek om inzicht te verwerven in de drie verschillende beoordelingen van het overheidsoptreden. De onafhankelijke variabelen worden gegroepeerd in zeven blokken van variabelen die opeenvolgend gemodelleerd zullen worden. Een eerste groep bestaat uit de klassieke sociaal-demografische achtergrondkenmerken geslacht, leeftijd, opleiding en huishoudtype. Deze kenmerken zijn bepalend voor een groep van variabelen die vallen onder de noemer economisch kapitaal, in het bijzonder het gezinsinkomen5, de werksituatie en het aantal kinderen ten laste. In een volgende stap worden kenmerken die deel uitmaken van sociaal kapitaal ingebracht (Hooghe 2003). Het betreft het actief (als lid of bestuurslid) lidmaatschap van verenigingen, het aantal mensen met wie men gemiddeld contact heeft op een gewone weekdag en de mate van vertrouwen in de medemens. Bij het actieve lidmaatschap van verenigingen wordt een onderscheid gemaakt naar het soort vereniging6. Zo kan nagegaan worden of het overheidsoptreden verschillend wordt beoordeeld in functie van het type van vereniging. De vierde groep variabelen bestaat uit twee variabelen die de politieke betrokkenheid weergeven. Enerzijds een vraag naar de mate van politieke interesse en anderzijds een vraag naar de mate waarop men in het voorbije jaar sociaal of politiek actief is geweest7. Deze verschillende actiemiddelen zijn vormen van zowel onconventionele als conventionele politieke participatie (Barnes & Kaase 1979). Deze stap laat toe een antwoord 5

Het totale gezinsinkomen is gedeeld door een equivalentiecijfer. Eurostat berekent dit equivalentiecijfer door aan de eerste volwassene in een huishouden het equivalent 1 toe te kennen, de tweede en volgende volwassene 0,5 en alle kinderen jonger dan 14 jaar 0,3. Aan elk individu van het betreffende huishouden wordt dan een inkomen toebedeeld door het globale huishoudinkomen te delen door de som van de equivalenten. In deze analyse krijgt een eerste volwassene ook equivalentie 1 en elke volgende volwassene 0,5. De scores voor kinderen werden anders toegekend omdat de afbakening jonger dan 14 niet mogelijk is op basis van de SCV-survey. Kinderen tot en met 5 jaar kregen de score 0,2 en kinderen van 6 en tot en met 17 jaar kregen de score 0,4. Respondenten van 18 jaar of ouder werden als volwassenen beschouwd.

Sociaal-culturele verenigingen: jeugd, student, milieu, amateurkunst, socio-cultureel, politieke, religieuze, wijk- of buurtcomitĂŠ, internationale vrede, vakbond/werkgever, adviesraad; Lokale verenigingen: fanclub, hobbyclub, cafĂŠ, Rode Kruis, zelfhulpgroep; Doelgroepverenigingen: handicap, vrouwenbeweging, gezinsverenigingen, gepensioneerden; Sportvereniging.

Tekenen van een petitie, boycotten of opzettelijk kopen van bepaalde producten omwille van politieke redenen,

ethische redenen of milieuredenen, deelnemen aan een demonstratie, bijwonen van een politieke vergadering of bijeenkomst, contacteren of proberen contacteren van een politicus of ambtenaar om zijn mening te uiten, schenken of verzamelen van geld voor een sociale of politieke activiteit, contacteren van de media of verschijnen in de media om zijn mening te uiten, aansluiten bij een politiek forum of een discussiegroep op het internet.

verantwoordelijkheden en prestaties van de overheid

te geven op de vraag of en hoe politieke betrokkenheid gerelateerd is met het beoordelen van overheidsprestaties8. Een vijfde groep omvat een aantal algemene attitudes: utilitair individualisme9, vertrouwen in instellingen en politieke machteloosheid. Deze opvattingen geven de mate van betrokkenheid op de ruimere samenleving weer en hoe men zijn plaats in deze samenleving percipieert. Elchardus & Heyvaert (1990, 158) omschrijven het utilitaire individualisme als een houding waarbij de realisatie van eigenbelang aan materieel succes wordt afgemeten. Het verbindt zich gemakkelijk met waarden als prestatie, bezit, sparen, inspanning, werken, verdienen. Het heeft zich ook dikwijls verbonden met het sociaal darwinistische geloof dat de besten en de sterksten het halen en de verliezers hun weinig benijdenswaardige lot verdienen. Utilitaire individualisten zijn met andere woorden niet direct voorstanders van uitgebreide stelsels van sociale zekerheid of solidariteit. Voor wat betreft het vertrouwen in instellingen beperken we ons tot het vertrouwen in federale en regionale politieke instellingen10. De items die een betrouwbare schaal vormen voor politieke machteloosheid, verwijzen zowel naar interne efficiëntie – het geloof in de eigen politieke bekwaamheid – als naar externe efficiëntie – het geloof dat politici openstaan voor beïnvloeding (Dierickx & Thijssen 1993)11. In een voorlaatste stap zal eveneens de attitudeschaal die peilt naar de socio-economische toekomstverwachtingen worden opgenomen12. 8

Naast politieke interesse had ook de variabele politieke kennis opgenomen kunnen worden. Dit is echter weinig zinvol omwille van de zeer sterke samenhang tussen beide variabelen χ2=236,9; df=4; p=,000.

De mensheid, onze naasten, solidariteit, ... wat een onzin allemaal, iedereen moet eerst voor zichzelf zorgen en zijn belangen verdedigen; Men moet steeds zijn eigenbelang nastreven en zich niet te veel van anderen aantrekken; Wat telt zijn geld en macht, al de rest zijn praatjes; Het nastreven van persoonlijk succes is belangrijker dan te zorgen voor een goede verstandhouding met anderen; In de samenleving kan men maar beter eerst voor zichzelf zorgen; Het is belangrijk om in de eerste plaats te streven naar een vooraanstaande positie voor zichzelf; Wie veel kan, mag dit hoofdzakelijk gebruiken om er zelf beter van te worden; In de samenleving komt het erop aan om te vechten voor zijn eigen positie, de rest volgt wel. Chronbach’s alpha 0,84.

Mate van vertrouwen in de Vlaamse administratie, de Vlaamse regering, de Vlaamse politieke partijen, het Vlaams parlement, het Belgisch of federale parlement, de Belgische of federale regering en de federale administratie. Chronbach’s alpha 0,90.

Gaan stemmen heeft geen zin, de partijen doen toch wat ze willen; De meeste van onze politici zijn geschikte mensen die weten wat ze doen; Bij verkiezingen belooft de ene partij al meer dan de andere, maar uiteindelijk komt daar weinig van terecht; De politieke partijen zijn alleen maar geïnteresseerd in uw stem en niet in uw mening; Als er mensen zoals u aan de politici hun opvattingen laten weten, dan zullen zij daar rekening mee houden; Er stemmen zoveel mensen bij de verkiezingen dat uw stem er niet toe doet; Mensen zoals u hebben wel degelijk invloed op wat de overheid doet; De politici hebben nooit geleerd om te luisteren naar gewone mensen zoals u; Als het parlement een onrechtvaardige wet heeft gestemd; dan kan je daar als burger nog weinig aan doen. Chronbach’s alpha 0,85.

Voor de items zie grafiek 1. De interne consistentie met een Chronbach’s alpha van 0,69 ligt aan de rand van het toelaatbare.

58 | Carton & Pauwels

In de zevende en laatste stap tenslotte wordt eveneens het stemgedrag opgenomen13. Zo kan nagegaan worden in welke mate socio-economische toekomstverwachtingen en stemgedrag nog een direct effect uitoefenen op de beoordeling van het overheidspresteren en dit na uitzuivering van de variabelen in de voorgaande blokken14. Alle weerhouden onafhankelijke variabelen zijn categorisch van aard. Vooraleer deze op te nemen in een multinomiale logistische regressie stelt zich de vraag naar de wijze van codering. Hier is geopteerd voor effectcodering. Het voordeel van deze aanpak is dat je geen keuze hoeft te maken voor een bepaalde soms arbitraire referentiecategorie. Bij het gebruik van verschillende effectcoderingen kunnen ook de effecten van alle onderscheiden categorieën van de onafhankelijke variabelen weergegeven worden. Die effecten zijn gebaseerd op twee verschillende multinomiale logistische regressies die helemaal identiek zijn op één parameter na (Pickery e.a. 2005, 12). De interpretatie van de effecten gebeurt op basis van de exponent van Beta. Bij effectcodering wordt deze parameter, in tegenstelling tot een dummycodering, niet afgezet tegenover een referentiecategorie. De Exp(B) bij een willekeurige categorie van een bepaalde variabele stelt bij effectcodering een al dan niet significante afwijking voor ten opzichte van een ongewogen gemiddelde overheen de verschillende categorieën van die variabele. Een voorbeeld maakt dit duidelijk. De kansverhouding positieve evaluatie van de overheidsprestaties ten opzichte van negatieve evaluatie is bij degenen met een lagere secundaire opleiding achter de rug gelijk aan 0,532 keer dezelfde kansverhouding gemiddeld genomen overheen de verschillende opleidingsniveaus. Dat betekent dat Vlamingen met dit type van opleiding een kleinere kans hebben om zich positief uit te spreken over de prestaties van de overheid. Herinner tot slot dat de voorgestelde effecten totale effecten zijn, uitgezuiverd voor het effect van logisch voorafgaande variabelen. Of met andere woorden de specifieke samenhang tussen de te verklaren variabele en de verklarende variabele wordt uitgezuiverd van het effect van voorafgaande onafhankelijke variabelen (Jacobs e.a. 2005, 214).

Uitgebrachte stem bij de regionale verkiezingen van 13 juni 2004. De restcategorie omvat zowel ‘andere partij’, ‘blanco/ongeldig’, ‘ging niet stemmen’ als ‘niet stemgerechtigd’. Doorheen de tekst wordt verwezen naar het Vlaams Blok omdat de partijkeuze betrekking heeft op de regionale verkiezingen van 2004, dus voor de naamsverandering naar Vlaams Belang.

Omwille van de inhoudelijke focus wordt slechts een deel van de resultaten weergegeven. De volledige gegevens, inclusief de constructiewijze van de variabelen, zijn op te vragen bij de auteurs.

verantwoordelijkheden en prestaties van de overheid

Tabel 3: Multinomiale logistische regressie op de beoordeling van overheidsprestaties (positieve evaluatie / negatieve evaluatie) Model 1 Model 2 Model 3 Model 4 Model 5 Model 6 Model 7 Exp(B) Exp(B) Exp(B) Exp(B) Exp(B) Exp(B) Exp(B) Geslacht Man Vrouw

ns ns

ns ,640* ns ns ns ns ns

ns ,682* ns ns ns ns ns

ns ns ns ns ns ns ns

Leeftijd 18-24 jaar 1,611(*) ns 25-34 jaar ,655** ,633** 35 – 44 jaar ns ns 45 – 54 jaar ns ns 55 – 64 jaar ns ns 65 – 74 jaar ns ns 75 – 85 jaar 1,467(*) 1,706(*) Opleiding Geen of lager Lager secundair Hoger secundair Niet-universitair hoger Universitair Huishoudtype Bij ouders Alleenstaande Alleenstaande ouder Met partner Met partner en kinderen Overig Werksituatie Betaald werk Gepensioneerd Huisman/-vrouw Arbeidsongeschikt/ ziekteverlof Werkloos Student

60 | Carton & Pauwels

,738* ns ns ns ns ns ,532*** ,538*** ,538*** ,575*** ,562*** ,560*** ,819(*) ns ns ns ns ns 1,672*** 1,660*** 1,528** 1,500** 1,486* 1,488* 1,863** 1,570* 1,469(*) ns ns ns ns ns ,617(*) ns ns ns

ns ,610** ns 1,481* ns

ns ns ,542(*) ns ns ns

ns ns ns ns ns ns

ns ns ns

,589(*)

ns 1,952(*)

ns ns

Gezinsinkomen Eerste quintiel Tweede quintiel Derde quintiel Vierde quintiel Vijfde quintiel Kinderen ten laste Geen Eén Twee Drie of meer Sociaal-culturele verenigingen Actief lid of bestuurslid Geen actief lid of bestuurslid Lokale verenigingen Actief lid of bestuurslid Geen actief lid of bestuurslid Doelgroepverenigingen Actief lid of bestuurslid Geen actief lid of bestuurslid Sportverenigingen Actief lid of bestuurslid Geen actief lid of bestuurslid Sociale contacten weekdag 0 – 4 mensen 5 – 9 mensen 10-19 mensen 20 of meer mensen Vertrouwen medemens Weinig Middengroep Veel

ns ns ns ns ns

ns ns 2,106* ns

ns ns ns ns

,866(*)

,840(*)

,846(*)

1,155(*) 1,191(*) 1,182(*)

,847(*)

,853(*)

,829(*)

1,172(*) 1,181(*) 1,207(*)

,781*

,806*

,769*

1,280*

1,241*

1,300*

ns ns ns ns

,611*** ,605*** ,763* ,786(*) ,800(*) ns ns ns ns ns 1,855*** 1,848*** 1,440** 1,397** 1,363*

verantwoordelijkheden en prestaties van de overheid

Politieke interesse Weinig Middengroep Veel Sociaal en politieke activiteiten Geen EĂŠn Twee of meer Utilitair individualisme Laag Middengroep Hoog Vertrouwen politieke instellingen Weinig Middengroep Veel Politieke machteloosheid Laag Middengroep Hoog Socio-economische toekomstverwachtingen Minst positief Middengroep Meest positief Partijkeuze regionale verkiezingen 13 juni 2004 CD&V/N-VA SP.a/Spirit VLD/Vivant Groen! Vlaams Blok Restcategorie 0,058 Pseudo R2 (Nagelkerke)

,683*** ,776* ns ns 1,435** 1,299*

ns ns ns

,798(*) ns 1,330*

ns ns ns

1,239(*) 1,244(*) 1,224(*) ns ns ns ns ns ns

,368*** ,372*** ,385*** 1,218(*) 1,211(*) 1,211(*) 2,233*** 2,217*** 2,146*** 1,366* 1,300(*) ns ns ,686** ,738*

ns ns ns

0,783* 0,739** ns ns 1,267* 1,272*

0,093

0,147

0,164

0,296

Bron. SCV 2006: gewogen data cross-sectie (respons op ISSP vragenlijst)

62 | Carton & Pauwels

,772* ns 1,313*

0,304

ns ns ns ns ,608** ns 0,315

Alle weerhouden onafhankelijke variabelen zijn categorisch van aard. Vooraleer deze op te nemen in een multinomiale logistische regressie stelt zich de vraag naar de wijze van codering. Hier is geopteerd voor effectcodering. Het voordeel van deze aanpak is dat je geen keuze hoeft te maken voor een bepaalde soms arbitraire referentiecategorie. Bij het gebruik van verschillende effectcoderingen kunnen ook de effecten van alle onderscheiden categorieën van de onafhankelijke variabelen weergegeven worden. Die effecten zijn gebaseerd op twee verschillende multinomiale logistische regressies die helemaal identiek zijn op één parameter na (Pickery e.a. 2005, 12). De interpretatie van de effecten gebeurt op basis van de exponent van Beta. Bij effectcodering wordt deze parameter, in tegenstelling tot een dummycodering, niet afgezet tegenover een referentiecategorie. De Exp(B) bij een willekeurige categorie van een bepaalde variabele stelt bij effectcodering een al dan niet significante afwijking voor ten opzichte van een ongewogen gemiddelde overheen de verschillende categorieën van die variabele. Een voorbeeld maakt dit duidelijk. De kansverhouding positieve evaluatie van de overheidsprestaties ten opzichte van negatieve evaluatie is bij degenen met een lagere secundaire opleiding achter de rug gelijk aan 0,532 keer dezelfde kansverhouding gemiddeld genomen overheen de verschillende opleidingsniveaus. Dat betekent dat Vlamingen met dit type van opleiding een kleinere kans hebben om zich positief uit te spreken over de prestaties van de overheid. Herinner tot slot dat de voorgestelde effecten totale effecten zijn, uitgezuiverd voor het effect van logisch voorafgaande variabelen. Of met andere woorden de specifieke samenhang tussen de te verklaren variabele en de verklarende variabele wordt uitgezuiverd van het effect van voorafgaande onafhankelijke variabelen (Jacobs e.a. 2005, 214). In wat volgt worden de effecten ter verklaring, ter profilering van de burgers naargelang van hun oordeel over de prestaties van de overheid per blok van variabelen besproken. Hierbij wordt telkens ingezoomd op de extreme opstelling door degenen die het overheidsoptreden positief evalueren af te zetten tegenover de groep die van oordeel is dat de overheid minder goed tot slecht presteert. In een eerste stap zijn enkele klassieke sociaal-demografische variabelen opgenomen. In dit model oefenen enkel opleiding en in mindere mate leeftijd een effect uit. Het zijn de lageropgeleiden die een kleinere kans hebben om het overheidspresteren als positief te evalueren. Zij zijn met andere woorden minder tevreden over het optreden van de overheid. Bij de hogeropgeleiden is deze kans juist groter wat wijst op een meer positieve beoordeling. Het effect van leeftijd loopt verschillend naargelang van de leeftijdsgroep. Bij 24-35 jarigen vinden we een kleinere kans op een positieve beoordeling en zowel bij de jongste als oudste leeftijdsgroep een iets grotere kans op een positief oordeel. Merk op dat deze laatste wel randsignificanties betreffen. Geslacht heeft geen significante betekenis en bij huishoudtype zijn het de alleenstaande ouders die een kleinere kans hebben op een positief oordeel. Hier is wel enige

verantwoordelijkheden en prestaties van de overheid

omzichtigheid geboden daar het resultaat betrekking heeft op een relatief kleine groep en het wederom een randsignificantie betreft. Het inbrengen van de tweede groep van variabelen brengt niet zoveel zoden aan de dijk. De indicatoren die behoren tot de groep van economisch kapitaal, in het bijzonder werksituatie en kinderen ten laste spelen slechts een beperkte rol van betekenis. Gezinsinkomen oefent helemaal geen effect uit. Burgers met twee kinderen ten laste hebben een grotere kans om de overheidsprestaties positief te beoordelen. Dit is eveneens het geval voor de studenten. De groep die arbeidsongeschikt of op ziekteverlof is heeft dan weer een kleinere kans op een positief oordeel. De effecten bij werksituatie zijn weliswaar slechts randsignificant maar verklaren wellicht gedeeltelijk waarom bepaalde effecten bij leeftijd verzwakken (universitair onderwijs) of helemaal wegvallen (geen of lager onderwijs). De sterkte van de overige significante effecten bij opleiding blijft nagenoeg ongewijzigd. Het significante effect van leeftijd, het randsignificante effect van huishoudtype en het niet-significante effect van geslacht blijven ongewijzigd. Het introduceren van de sociaal kapitaal variabelen zorgt voor enkele verrassende vaststellingen. Daar niet alle verenigingen op eenzelfde hoop gegooid kunnen worden, is een onderscheid gemaakt tussen vier types van verenigingen. Op het randsignificante effect van lidmaatschap van lokale verenigingen na, oefenen de overige lidmaatschappen geen direct effect uit op de beoordeling van de overheidsprestaties. Actieve leden of bestuursleden van een lokale vereniging hebben, in tegenstelling tot de niet-actieve leden, een grotere kans om minder tevreden te zijn over de wijze waarop de overheid belangrijke zaken in onze samenleving behartigt. Verder gaat wel een sterk effect uit van de mate van vertrouwen in de medemens. Degenen die veel vertrouwen stellen in de medemens hebben een duidelijk grotere kans om de prestaties van de overheid positief tot zeer positief te beoordelen. De wantrouwigen echter hebben een grotere kans om ontevreden tot zeer ontevreden te zijn. Het aantal contacten dat men heeft op een gemiddelde weekdag speelt hierbij geen rol. De significante of niet-significante effecten van de variabelen uit de twee voorafgaande blokken blijven bijna ongewijzigd. Het directe significante effect van een universitaire opleiding is weggevallen. Wellicht komt dit door de opname van lidmaatschap van verenigingen daar deze variabele nog steeds sterk samenhangt met opleidingsniveau (Hooghe 2003). Verder is het directe effect van twee kinderen weggevallen en is er helemaal geen sprake meer van randsignificanties bij werksituatie. De indicatoren van het vierde blok van variabelen hebben te maken met politieke betrokkenheid. De mate van het al dan niet deelnemen aan sociale of politieke activiteiten oefent geen effect uit. Dit geldt wel voor de mate van politieke interesse dat zelfs een vrij sterk effect uitoefent. De weinig politiek geĂŻnteresseerden behoren meer tot het kamp van de ontevredenen, de sterk politiek geĂŻnteresseerden tot het kamp van de tevredenen. Het effect van de variabelen uit de eerste drie blokken

64 | Carton & Pauwels

blijft zo goed als ongewijzigd. Wel komt er een randsignificant effect van lidmaatschap sociaal-culturele verenigingen bij. Het zijn wederom de actieve (bestuurs)leden van dit type van vereniging die een grotere kans hebben om de overheidsprestaties minder positief te beoordelen. Het vijfde blok van variabelen bracht opvattingen over de wijze van betrokkenheid op de ruimere samenleving binnen en de wijze waarop men zijn plaats in de samenleving percipieert. Het sterkste effect in deze groep van variabelen gaat uit van de mate van vertrouwen in politieke â€“ hier federale en regionale â€“ instellingen. Burgers die een groot vertrouwen stellen in de politieke instellingen hebben een beduidend grotere kans om het overheidspresteren als goed tot zeer goed te bestempelen. Het spiegelbeeld vinden we terug bij degenen die weinig vertrouwen stellen in de politieke instellingen. Het effect van politieke machteloosheid is matig te noemen. Degenen die laag scoren op politieke machteloosheid, of met andere woorden degenen die nog het gevoel hebben dat ze greep hebben op het politieke gebeuren en dat politici openstaan voor de mening van de burger, hebben een grotere kans om de prestaties van de overheid als positief tot zeer positief te beoordelen. Het omgekeerde geldt voor de groep die zich wel politiek machteloos voelt. Tot slot is het effect van utilitair individualisme slechts randsignificant. Degenen die laag scoren op de utilitaire individualisme schaal hebben een grotere kans om tevreden te zijn over de prestaties van de overheid. Het binnenbrengen van deze groep van variabelen zorgt ervoor dat het directe effect van leeftijd verdwijnt en dat het directe effect van vertrouwen in de medemens en politieke interesse enigszins verzwakt. Dit betekent dat het effect van leeftijd en een deeltje van het effect van vertrouwen in de medemens en politieke interesse onrechtstreeks loopt via de attitudevariabelen. Voor het overige blijven de significante effecten uit de voorafgaande blokken onveranderd met deze belangrijke nuance dat er een direct effect van lidmaatschap van doelgroepverenigingen bijkomt. Net als bij lidmaatschap van sociaal-culturele en lokale verenigingen zijn het de actieve (bestuurs)leden die een minder positief oordeel vellen over de overheidsprestaties. Het zesde model bevat de socio-economische toekomstverwachtingen. Het binnenbrengen van deze variabele zorgt ervoor dat het randsignificante effect van lidmaatschap lokale verenigingen wegvalt en dat het effect van politieke interesse en politieke machteloosheid iets zwakker wordt. De overige effecten blijven ongewijzigd. Degenen met positieve socio-economische toekomstverwachtingen hebben een grotere kans om zich positief uit te spreken over het presteren van de overheid in enkele belangrijke beleidsdomeinen. Het stemgedrag voor de regionale verkiezingen van juni 2004 is opgenomen in het laatste model. Op de parameters voor politieke machteloosheid na, blijven alle significante parameters uit het vorige model overeind. Het effect van politieke machteloosheid verloopt nu onrechtstreeks via stemgedrag en komt tot uiting in het directe effect van een stem voor het Vlaams Blok. Kiezers met

verantwoordelijkheden en prestaties van de overheid

deze partijkeuze hebben een kleinere kans om het overheidsoptreden als positief te beoordelen. De overige kiezers onderscheiden zich niet naargelang van het evalueren van de overheidsprestaties. Merk verder op dat het directe effect van lidmaatschap doelgroepverenigingen overeind blijft en dat het randsignificante effect van sociaal-culturele verenigingen is weggevallen. De totale verklaarde variantie van het eindmodel 7 bedraagt 32 %, geen onaardig cijfer voor een sociologisch verklaringsmodel. De laatste lijn van tabel 3 geeft een overzicht van de evolutie van de Pseudo R2 (Nagelkerke) bij de stapgsgewijze modelopbouw. Hieruit kan meteen worden afgeleid dat niet alle blokken van variabelen even sterk bijdragen aan de totale verklaarde variantie. De bijdrage van de sociaal-demografische variabelen, met amper een vijfde van de totale verklaarde variantie is eerder matig te noemen. Omwille van het matige effect van kinderen ten laste en enkele randsignificanties bij werksituatie neemt de verklaarde variantie na de opname van de indicatoren economisch kapitaal licht toe. Het bijkomend binnenbrengen van de sociaal kapitaal variabelen en politieke betrokkenheid zorgt voor ongeveer de helft van de totale verklaarde variantie. De grote sprong voorwaarts vindt plaats na de introductie van enkele attitudevariabelen. Het binnenbrengen van de socio-economische toekomstverwachtingen en stemgedrag zorgt telkens voor een geringe toename van de totale verklaarde variantie. Laten we deze vaststellingen nu even van op een afstand bekijken en enkel oog hebben voor de directe of rechtstreekse effecten van het finale model. Wat leren deze gegevens over het profiel van de burgers die best / minder tevreden zijn over het presteren van de overheid op beleidsdomeinen die te maken hebben met sociale grondrechten zoals zorgen voor gezondheidszorg voor de zieken, zorgen voor een behoorlijke levensstandaard voor de ouderen, bestrijden van werkloosheid en de omgeving waarbinnen deze sociale grondrechten gevrijwaard kunnen worden, in het bijzonder het omgaan met terroristische dreigingen, het bestrijden van criminaliteit en het beschermen van het milieu? Hierbij mogen we niet uit het oog verliezen dat een overgrote meerderheid van deze burgers een grote tot zeer grote verantwoordelijkheid blijft toekennen aan de overheid om de sociale grondrechten concreet gestalte te geven. Opvallend in dit verklaringsmodel is de directe impact van voornamelijk attitudevariabelen op de mate van tevredenheid over de overheidsprestaties. De mate van vertrouwen in federale en regionale politieke instellingen is, gecontroleerd voor andere relevant geachte variabelen, een goede voorspeller voor de al dan niet tevredenheid met de overheidsprestaties. Vlaamse burgers die veel vertrouwen stellen in politieke instellingen hebben een grotere kans om de prestaties van de overheid positief te beoordelen. Burgers die echter eerder weinig vertrouwen stellen of wantrouwig staan tegenover politieke instellingen, hebben een grotere kans om ontevreden te zijn over het overheidsoptreden. Op zich wellicht geen verrassende en ook geen nieuwe bevinding daar over het vertrouwen in instellingen in het algemeen (zie onder meer Elchardus & Smits 2001, 2002; Kampen & Van de Walle 2003; Van Roosbroek & Van de Walle

66 | Carton & Pauwels

2006, Reynaert e.a. 2006) en de relatie tussen vertrouwen en performantie van de overheid in het bijzonder (zie onder meer Van de Walle 2004; Van de Walle & Bouckaert 2003) al heel wat inkt is gevloeid. Maar hiermee is het verhaal niet af. Naast het directe effect van vertrouwen in politieke instellingen, zijn er eveneens directe effecten van socio-economische toekomstverwachtingen, utilitair individualisme – weliswaar randsignificant -, vertrouwen in de medemens, politieke interesse en stemgedrag. Burgers die blijk geven van een pessimistisch geloof in de toekomst hebben in vergelijking met de optimisten een grotere kans om de overheidsprestaties negatief te beoordelen. Zij zullen het glas half leeg zien en de optimisten het glas half vol. Burgers die laag scoren op de utilitair individualisme schaal, of anders gezegd die hun eigenbelang niet steeds op het voorplan stellen, hebben dan weer een grotere kans om zich tevreden te tonen over het overheidsoptreden. Burgers die veel vertrouwen stellen in hun medemens uiten zich eveneens positief over de overheidsprestaties. Dit geldt ook voor de politiek geïnteresseerden. Het effect van politieke machteloosheid verloopt indirect via stemgedrag. Mensen die het gevoel hebben geen greep te hebben op het politieke gebeuren, die zich met andere woorden politiek machteloos voelen, hebben een grotere kans op een stem voor het Vlaams Blok, een stemkeuze die eveneens gepaard gaat met een grotere kans om negatief tegenover de overheidsprestaties te staan. Het feit dat het Vlaams Blok al jarenlang een (gedwongen) oppositierol inneemt, zal hieraan uiteraard niet vreemd zijn. Globaal bekeken vormen deze verschillende attitudes een samenhangend geheel die uiting geven aan de betrokkenheid op de ruimere samenleving en het politieke gebeuren in het bijzonder: vertrouwen stellen in politieke instellingen, het gevoel hebben mee te tellen en invloed te kunnen uitoefenen bij de opbouw van de samenleving, politieke interesse, het materiële eigenbelang niet steeds op de voorgrond schuiven en vertrouwen stellen in de medemens zorgen allen voor een grotere kans om positief tot zeer positief te staan tegenover het presteren van de overheid in verschillende belangrijke levensdomeinen. Zou het mogelijk kunnen zijn dat burgers met de hierboven geschetste bevorderlijke houding voor een positieve beoordeling de prestaties van de overheid op een correcte wijze weten te beoordelen (Ringeling 2006, 20)? Dit zou betekenen dat deze burgers in meer of mindere mate inzicht hebben in wat Ringeling (2006, 20-23) de zes bouwstenen noemt voor een andere visie op het overheidsoptreden. Ten eerste is het vaak negatieve oordeel over overheidsinterventies deels een gevolg van het onvoldoende rekening houden met het bijzondere karakter van taken die door de publieke sector worden verricht. Het zijn vraagstukken, dikwijls maatschappelijk moeilijk oplosbare problemen, die in andere samenlevingssectoren niet (kunnen) worden opgelost. Alleen al door bepaalde oplossingen te kiezen, creëert de overheid voor- en tegenstanders. Voor veel producten van de overheid geldt dat men ze niet vrijwillig consumeert, maar er door de aard van de taak en de omstandigheden toe wordt gedwongen. Ten tweede is de overheid

verantwoordelijkheden en prestaties van de overheid

niet tot alles in staat. De mogelijkheden zijn beperkt, omdat de overheid is aangewezen op regulering van haar optreden wat een vereiste is binnen een democratische rechtsstaat. Ten derde zijn overheidsorganisaties vaak bureaucratische organisaties die goed zijn in routinetaken maar die in de problemen geraken als er maatwerk aan te pas komt. Ten vierde zijn veel taken die de overheid verricht het gevolg van de druk en verlangens van individuen en organisaties buiten de publieke sector. Niet al die verlangens zijn even goed realiseerbaar of afgestemd op elkaar. Ten vijfde is de overheid geen bedrijf. Wat in de marktsector als gezonde concurrentie wordt beschouwd, wordt in de publieke sector aangeduid als overlap en verspilling. De zesde en laatste bouwsteen heeft te maken met de symbolische benadering van wat de overheid doet. Belangrijk hierbij is ook oog te hebben voor de wijze waarop beslissingen worden genomen. Naast de belangrijke impact van de attitudevariabelen valt ook het directe effect, weliswaar matig, van lidmaatschap van verenigingen op. Het zijn echter enkel de actieve leden of bestuursleden van doelgroepverenigingen die zich minder positief uitlaten over de prestaties van de overheid. In een democratie, die ook wel eens wordt omschreven als het georganiseerde meningsverschil, moet dit uiteraard kunnen. In die zin kan het maatschappelijke middenveld, als het geheel van autonome en niet-marktgedomineerde organisaties, door hun bemiddelende functie, effectieve communicatie tussen de burgers en het politieke of het economische systeem mogelijk maken (Elchardus e.a. 2001, 18). Deze effectieve communicatie kan ook bestaan uit het kritisch evalueren van bepaalde beleidsmaatregelen en het constructief mee helpen zoeken naar betere, meer aanvaardbare oplossingen zodat een breed maatschappelijk draagvlak wordt bereikt. Doelgroepverenigingen zetten uiteraard sterk de belangen van hun doelgroep in de verf. Een overheid, die steeds keuzes moet maken, zal niet steeds al deze belangen kunnen inwilligen. Op het directe effect van opleiding na oefent geen enkele andere sociaal-demografische achtergrondvariabele (geslacht, leeftijd, huishoudtype) en geen enkele indicator behorend tot de groep van economisch kapitaal (werksituatie, gezinsinkomen, kinderen ten laste) een rechtstreeks effect uit op de evaluatie van de overheidsprestaties. Ook in deze analyse vinden we wederom de dualisering naar opleiding terug, met deze nuance dat de attitudevariabelen een veel sterkere impact uitoefenen. Het zijn de lageropgeleiden die een grotere kans hebben het overheidsoptreden negatief te beoordelen. Het spiegelbeeld vinden we terug bij de hogeropgeleiden. Hogeropgeleiden nemen doorgaans een betere positie in de samenleving in en weten deze positie ook te handhaven en beter te valoriseren, het zogenaamde MatteĂźseffect. Wellicht hebben hogeropgeleiden ook een correcter zicht op de beperktheden van het overheidsoptreden en weten zij de rol van de overheid beter in te schatten (zie de zes bouwstenen van Ringeling). Elchardus e.a. (2001) en Pelleriaux (2001) zien het opleidingsniveau dan ook meer en meer verschijnen als een nieuwe breuklijn en ordeningsprincipe in onze samenleving, die evolueert naar een kennismaatschappij. Lageropgeleiden vallen hierbij door de mazen van het net.

68 | Carton & Pauwels

8. Besluit en enkele afrondende beschouwingen Bij de uitbouw van onze democratische rechtsstaat stond de bescherming van de individuele vrijheden centraal. Maar al tijdens de periode van industrialisatie en liberalisme (19e eeuw) vinden we de eerste sporen terug van wat na de Tweede Wereldoorlog bekend zou worden onder de naam van welvaartsstaat of verzorgingsstaat. Het begrip rechtsstaat is voortaan niet alleen verbonden met klassieke vrijheidsrechten maar ook met andere fundamentele rechten en vrijheden, in het bijzonder de sociaal-economische of zogenaamde ‘tweede generatie’ rechten van de mens. Een grondwettelijke verankering van deze sociale rechten volgde in 1994. De gegevens uit de survey ‘Sociaal-culturele verschuivingen in Vlaanderen 2006’ met inbegrip van de ISSP module ‘rol van de overheid’ tonen aan dat bij de Vlaamse bevolking een gevarieerd draagvlak bestaat voor heel wat van deze sociale grondrechten. De Vlaamse burgers zijn het nagenoeg unaniem eens dat het tot de verantwoordelijkheid van de overheid behoort om te zorgen voor gezondheidszorg voor de zieken en om ouderen een behoorlijke levensstandaard te geven. Deze unanimiteit kalft af bij het geven van een behoorlijke levensstandaard aan werklozen. Globaal genomen is de Vlaming eerder pessimistisch gestemd over de socio-economische toekomstverwachtingen in onze regio. Deze bezorgdheid komt niet uit het luchtledige maar is wellicht gestoeld op een stuk realiteit. Onderzoek toont immers aan dat onze welvaartsstaat geen vanzelfsprekendheid is en dat die steeds meer onder druk komt te staan. Het belang van het vrijwaren van ons samenlevingmodel is de Vlaamse regeringscoalities in de voorbije decennia evenmin ontgaan. De meningen over de tevredenheid van de overheidsprestaties op een aantal belangrijke domeinen is verdeeld tot onbeslist. Daar waar het zorgen voor gezondheidszorg voor de zieken en het zorgen voor een behoorlijke levensstandaard voor de ouderen nog eerder positief worden beoordeeld, is dit veel minder het geval voor het domein ‘de strijd tegen werkloosheid’. Minder positieve beoordelingen zijn er eveneens voor ‘het bestrijden van criminaliteit’ en ‘omgaan met terroristische dreigingen in ons land’. Dit is wel een betekenisvol gegeven. Het garanderen van een veilige en vertrouwende omgeving is cruciaal voor de uitbouw van een samenleving. Een belangrijk deel van de Vlaamse bevolking leeft met het gevoel dat dit niet meer het geval is. Opvallend is ook de belangrijke groep die zich noch positief noch negatief uitspreekt over het overheidspresteren op bepaalde beleidsdomeinen. In een laatste stap van de analyse hebben we voor zowel het toeschrijven van overheidsverantwoordelijkheid als voor het beoordelen van overheidsprestaties een betrouwbare schaal gevormd en beide tegenover elkaar afgezet. Uit de visuele voorstelling bleek wederom dat de Vlaamse bevolking een grote tot zeer grote verantwoordelijkheid met betrekking tot aspecten die te maken hebben met sociale grondrechten toekent aan de overheid en dat de meningen

verantwoordelijkheden en prestaties van de overheid

over de overheidsprestaties verdeeld zijn. In de zoektocht naar een profilering van deze burgers hebben we enkel gewerkt met het oordeel over de overheidsprestaties omdat de antwoorden op de schaal overheidsverantwoordelijkheid te weinig discrimineren. Hieruit kwam naar voor dat de sociaal-demografische kenmerken, behalve opleiding, en de indicatoren behorend tot economisch kapitaal niets bijbrengen over de profilering van de drie onderscheiden burgertypes. De variabelen die er wel toe doen zijn vooral attitudevariabelen, een feitelijke sociaal kapitaal variabele en het stemgedrag. Samengevat vinden we een (zeer) grote tevredenheid over de overheidsprestaties meer terug bij die Vlaamse burgers die vertrouwen stellen in politieke instellingen, politiek geïnteresseerd zijn, het gevoel hebben mee te tellen en invloed te kunnen uitoefenen bij de opbouw van de samenleving, het materiële eigenbelang niet steeds op de voorgrond schuiven en vertrouwen stellen in de medemens en dit over de verschillende partijkeuzes heen, behalve voor wat betreft een keuze voor het Vlaams Blok. Een hogere opleiding achter de rug hebben werkt eveneens stimulerend voor een positieve beoordeling. Actief lid of bestuurslid zijn van een doelgroepvereniging, gaat gepaard met een minder positief oordeel over het overheidsoptreden. Met Ringeling (2006) hebben we erop gewezen dat het misschien net die groep in de Vlaamse bevolking is die het overheidsoptreden op een correcte wijze weet te beoordelen. Een overheid kan nu eenmaal niet gelijkgeschakeld worden met een DJ (Reynaert e.a. 2006) om op elk inter-individueelst verlangen in te gaan. Een overheid moet nu eenmaal verantwoorde keuzes maken. Uiteraard dat deze keuzes op een democratische en overlegde wijze met de verschillende maatschappelijke actoren tot stand moeten komen. Deze bijdrage kreeg als titel ‘Verantwoordelijkheden voor de overheid? JA! Prestaties van de overheid? De Vlaamse mening is verdeeld’ mee. Inmiddels is de inhoud er van duidelijk geworden. De Vlaamse burger is bezorgd over het behoud van onze welvaart en die van de volgende generatie. Deze Vlaamse burger kijkt hiervoor naar de overheid en is verdeeld over de overheidsprestaties. De overheid en het beleid staan dan ook voor enorme uitdagingen. Zowel binnen het academische milieu (o.a. Berghman e.a. 2005, Cantillon 2005, Cantillon e.a. 2003) als het politieke-beleidsmatige milieu (o.a. Vandenbroucke 2007) wordt nagedacht hoe de doelstellingen van onze sociale zekerheid, in het bijzonder het beschermen tegen armoede en sociale uitsluiting door het waarborgen van een redelijk minimuminkomen, het zoveel mogelijk handhaven van de levensstandaard bij ouderdom, arbeidsongeschiktheid en werkloosheid en het bestrijden van sociale risico’s, in de toekomst gevrijwaard kunnen worden. Belangrijk bij deze al dan niet ingrijpende hervormingsprocessen is oog te hebben voor transparantie en legitimiteit (Berghman e.a. 2005:713) zodat elke burger een onderbouwd oordeel kan vellen over de overheidsprestaties.

70 | Carton & Pauwels

Bibliografie Barnes, S. & M. Kaase (eds.) (1979), Political action. Mass participation in five western democracies. London: Sage Publications. Berghman, J., D. Pieters, E. Schokkaert, P. Schoukens (2005), Leuvens standpunt over de sociale zekerheid en de eindeloopbaanproblematiek. Belgisch Tijdschrift voor Sociale Zekerheid, 4, 713-718. Cantillon, B., M. Elchardus, P. Pestieau, Ph. Van Parijs (red.) (2003), De nieuwe sociale kwesties. Garant: Antwerpen-Apeldoorn. Cantillon, B. (2005), Hoe sociaal en zeker is de sociale zekerheid nog? Reflecties over de toekomst van de sociale zekerheid in België. Belgisch Tijdschrift voor Sociale Zekerheid, 4, 719-733. Cantillon, B., I. Marx & K. Van den Bosch (1997), The challenge of poverty and social exclusion, in OECD (ed.), Towards 2000: The new social policy agenda. Paris: OECD. Cantillon, B., I. Marx & V. De Maesschalck (2003), De bodem van de welvaartsstaat van 1979 tot nu, en daarna. Antwerpen: Centrum voor Sociaal Beleid, berichten/01. Cantillon, B., I. Marx, S. Rottiers & T. Van Rie (2007), Een vergelijking van België binnen de Europese kopgroep: Postremus inter pares. Antwerpen: Centrum voor Sociaal Beleid Herman Deleeck, berichten/01. Carton, A. & G. Pauwels (2005), Burgerschap in Vlaanderen anno 2004. De perceptie van de rol van de burger en de overheid in de weegschaal gelegd, pp. 87-129 in Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap, administratie Planning en Statistiek (red.), Vlaanderen Gepeild! Brussel. Debusscher, M. & M. Elchardus (2002), Het draagvlak van de solidariteit. Deelrapport 4: De steun voor de sociale zekerheid. Brussel: VUB-TOR. Deleeck, H. (2001), De architectuur van de welvaartsstaat opnieuw bekeken. Leuven: Acco. Deleeck, H. (2003), De toekomst van de sociale zekerheid: wenselijkheden en grenzen. Antwerpen: Centrum voor Sociaal Beleid, berichten/05. Dierickx G. & P. Thijssen (1993), Politieke efficiëntie in Vlaanderen: Een verkennende analyse, pp. 185-198 in M. Swyngedouw, J. Billiet, A. Carton & R. Beerten (red.), Kiezen is verliezen. Onderzoek naar de politieke opvattingen van Vlamingen. Leuven: Acco. Elchardus, M. & P. Heyvaert (1990), Soepel, flexibel en ongebonden. Een vergelijking van twee laat-moderne generaties. Brussel: VUBPress. Elchardus, M., L. Huyse & M. Hooghe (red.) (2001), Het maatschappelijk middenveld in Vlaanderen. Brussel: VUBPress. Elchardus, M. & W. Smits (2001), Een wantrouwig landje. Maatschappelijk wantrouwen in Vlaanderen, pp. 43-71 in Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap, administratie Planning en Statistiek (red.), Vlaanderen Gepeild! Brussel.

verantwoordelijkheden en prestaties van de overheid

Elchardus, M. & C. Tresignie (2001), Project: het draagvlak van de solidariteit TOR/DS2001. Deelrapport 1: technisch verslag van opzet en verloop van de dataverzameling. Brussel: VUBTOR. Elchardus, M. & W. Smits (2002), Anatomie en oorzaken van wantrouwen. Brussel: VUBPress. Gutwirth, S. (1998), De polyfonie van de democratische rechtsstaat, pp. 137-193 in M. Elchardus (red.), Wantrouwen en onbehagen. Brussel: VUBPress. Hooghe, M. (2003), Sociaal kapitaal in Vlaanderen. Verenigingen en democratische politieke cultuur. Amsterdam: Amsterdam University Press. Hubeau, B. (1995), De doorwerking van de sociale grondrechten in de Belgische Grondwet: over de maximalisten en de minimalisten, pp. 157-166 in J. Vranken, D. Geldof & G. Van Menxel (red.), Armoede en Sociale Uitsluiting. Jaarboek 1995. Leuven: Acco. Jacobs, D., M. Janssens & M. Swyngedouw (2003), Optimisme en pessimisme in Vlaanderen. Op zoek naar determinanten van algemene en persoonlijke toekomstverwachtingen, pp. 199229 in Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap, administratie Planning en Statistiek (red.), Vlaanderen Gepeild! Brussel. Kampen, J.K. & S. Van de Walle (2003), Het vertrouwen van de Vlaming in de overheid opgesplitst naar dimensies en indicatoren, pp. 177-197 in Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap, administratie Planning en Statistiek (red.), Vlaanderen Gepeild! Brussel. Marx, I. (2007), A new social question? On minimum income protection in the postindustrial era. Amsterdam: Amsterdam University Press. OECD (2007), Economic surveys: Belgium, Volume 2007/3. Pelleriaux, K. (2001), Remotie en burgerschap. De culturele constructie van ongelijkheden in de kennismaatschappij. Brussel: VUBPress. Pickery, J. & A. Carton (2005), Hoe representatief zijn telefonische surveys in Vlaanderen? Brussel: Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap, administratie Planning en Statistiek, not@s 4. Projectteam Kleurrijk Vlaanderen (2001), Kleurrijk Vlaanderen. Vlaamse Conferentie 5 juli 2001. Trends en uitdagingen voor de toekomst. Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap: Brussel. Projectteam Kleurrijk Vlaanderen (2001), Kleurrijk Vlaanderen. Vlaamse Conferentie 22 november 2001. Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap: Brussel. Raes, K. (1995), Sociale grondrechten als mogelijkheidsvoorwaarden voor een gelijke individuele vrijheid van eenieder. Over de morele grondslagen en grenzen van individuele rechtsaanspraken, Welzijnsgids â€“ Noden, Armoede, 17, 33-53. Reynaert, H., S. Van de Walle & D. Verlet (red.) (2006), Naar een DJ-overheid. Burgers en hun overheid. Brugge: Vanden Broele. Ringeling, A. (2006), Worstelen met het imago: Waarom het zo moeilijk is voor overheden om het goed te doen, pp. 19-34 in H. Reynaert, S. Van de Walle & D. Verlet (red.), Naar een DJ-overheid. Burgers en hun overheid. Brugge: Vanden Broele.

72 | Carton & Pauwels

Stouthuysen, P. (1999), Burgerschap: hedendaagse debatten over een klassiek ideaal, Overheid in Beweging, 2, 1-16. Swyngedouw, M. (2002), ‘Gender’ en stemgedrag. Een exploratie van ‘gender’gebonden invloeden op het stemgedrag voor de Kamer in 1999, pp. 39-55 in M. Swyngedouw & J. Billiet (red.), De kiezer heeft zijn redenen. 13 juni 1999 en de politieke opvattingen van Vlamingen. Leuven: Acco. Tresignie, C., M. Elchardus & A. Derks (2002), Het draagvlak van de solidariteit. Deelrapport 2: Voor- en nadelen van de verzorgingsstaat. Brussel: VUB-TOR. Van den Brande, L., N. De Batselier, T. Kelchtermans, H. Weckx, L. Van den Bossche, J. Sauwens, L. Detiège & W. Demeester-De Meyer (1993), Vlaanderen-Europa 2002: een project van de Vlaamse regering (herwerkte versie). Brussel: Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap. Vandenbroucke, F. (2007), Hoog niveau of eerlijke verdeling? Slim investeren en hervormen kan er ‘èn-èn’ van maken. Toespraak op het symposium van WRR en SER “Naar een nieuwe sociale investeringsagenda. Den Haag, 16 januari 2007. Van de Walle, S. (2004), Perceptions of administrative performance: The key to trust in government. Leuven: Instituut voor de Overheid (proefschrift). Van de Walle, S. & G. Bouckaert (2003), Public service performance and trust in government: The problem of causality, International Journal of Public Administration, 26(8-9), 891-913. Van Roosbroek, S. & S. Van de Walle (red.) (2006), Werken aan de Overheid: De mening van de burger. De resultaten van de vierde WADO survey van het Instituut voor de Overheid. Leuven: K.U.Leuven, IvO. Vlaamse Regering 1992-1995 (1992), Regeerakkoord: Krachtlijnen en prioriteiten van het beleid van de Vlaamse Regering. Brussel. Vlaamse Regering 1995-1999 (1995), Regeerakkoord: Bakens voor de 21ste eeuw. Brussel. Vlaamse Regering 1999-2004 (1999), Regeerakkoord: Een nieuw project voor Vlaanderen. Brussel. Vlaamse Regering 2004-2009 (2004), Regeerakkoord: Vertrouwen geven, verantwoordelijkheid nemen. Brussel. Vlaamse Regering (2006a), Zeggen wat we doen. Twee jaar Vlaamse Regering. Brussel. Vlaamse Regering (2006b), Vlaanderen in actie. Een sociaal-economische impuls voor Vlaanderen. Brussel. Vlaamse Regionale Indicatoren (2007), Brussel: Studiedienst van de Vlaamse Regering. X (2006), Lissabon-strategie: Nationaal Hervormingsprogramma 2005-2008: België: Meer groei en meer werk. Vooruitgangsrapport 2006 (www.be2010.eu). X (2007a), Lissabon-strategie: Vlaams Hervormingsprogramma 2005-2008 – Voortgangsrapportering maart 2007 (www.vlaanderen.be). X (2007b), Lissabon en OESO. België doet het goed dankzij Vlaanderen.(www.vlaanderen.be).

verantwoordelijkheden en prestaties van de overheid

Bijlage 1 Statistische toets verschillen socio-economische toekomstverwachtingen doorheen de tijd Logistische regressie met 1=(volledig) juist; 0=niet fout en niet juist, (volledig) fout en referentiecategorie = SCV 1996 over 10 jaar meer werklozen in Vlaanderen B

S.E.

Wald

Sig.

Exp(B)

SCV 1997

0,186

0,079

5,576

0,018

1,205

SCV 1998

-0,222

0,077

8,316

0,004

0,801

SCV 1999

-0,880

0,080

122,253

0,000

0,415

SCV 2000

-1,445

0,085

288,434

0,000

0,236

SCV 2002

-0,422

0,078

29,184

0,000

0,656

SCV 2006

-0,038

0,077

0,241

0,623

0,963

0,000

1,592

Constant 0,465 0,054 73,315 over 10 jaar Vlaming zorgt voor eigen pensioen B

S.E.

Wald

Sig.

Exp(B)

SCV 1997

0,440

0,081

29,801

0,000

1,553

SCV 1998

-0,043

0,078

0,314

0,575

0,957

SCV 1999

-0,482

0,078

37,993

0,000

0,617

SCV 2000

-0,494

0,080

38,628

0,000

0,610

SCV 2002

-0,254

0,078

10,724

0,001

0,775

SCV 2006

0,059

0,077

0,595

0,440

1,061

Constant

0,469

0,054

74,395

0,000

1,598

74 | Carton & Pauwels

over 10 jaar aantal sociaal uitgeslotenen in Vlaanderen groter B

S.E.

Wald

Sig.

Exp(B)

SCV 1997

0,218

0,084

6,662

0,010

1,243

SCV 1998

-0,146

0,081

3,228

0,072

0,864

SCV 1999

-0,457

0,081

31,484

0,000

0,633

SCV 2000

-0,708

0,082

74,705

0,000

0,492

SCV 2002

-0,680

0,080

72,261

0,000

0,507

SCV 2006

-0,039

0,081

0,232

0,630

0,962

Constant 0,835 0,058 210,954 1 over 10 jaar volgende generatie stap terug met inkomen

0,000

2,306

S.E.

Wald

Sig.

Exp(B)

SCV 1997

0,247

0,089

7,740

0,005

1,281

SCV 1998

-0,385

0,083

21,686

0,000

0,680

SCV 1999

-0,797

0,082

93,900

0,000

0,450

SCV 2000

-1,016

0,083

148,878

0,000

0,362

SCV 2002

-0,724

0,082

77,822

0,000

0,485

SCV 2006

-0,410

0,082

25,130

0,000

0,663

Constant 1,078 0,060 323,824 1 0,000 over 10 jaar verschil tussen hoge lage inkomens werkende Vlaming groter

2,938

S.E.

Wald

Sig.

Exp(B)

SCV 1997

0,601

0,084

50,802

0,000

1,824

SCV 1998

0,308

0,081

14,358

0,000

1,361

SCV 1999

0,164

0,082

3,987

0,046

1,178

SCV 2000

0,065

0,083

0,613

0,434

1,067

SCV 2002

-0,195

0,079

6,061

0,014

0,823

SCV 2006

0,406

0,081

24,919

0,000

1,501

Constant

0,599

0,055

117,694

0,000

1,821

verantwoordelijkheden en prestaties van de overheid

Bijlage 2 Schaalconstructie met behulp van categorische principale componentenanalyse (variable principal normalization) Verantwoordelijkheid van de overheid Component-lading

Cronbach’s α bij weglaten item

a. om iedereen die een job wil, aan een job te helpen

.626

.788

b. om de prijzen onder controle te houden

.601

.793

c. om te zorgen voor gezondheidszorg voor de zieken

.721

.784

d. om ouderen een behoorlijke levensstandaard te geven

.726

.782

e. om de industrie de nodige steun te geven zodat ze kan groeien

.444

.807

f. om werklozen een behoorlijke levensstandaard te geven

.623

.785

g. om de inkomensverschillen tussen arm en rijk te verkleinen

.653

.786

h. om universiteitsstudenten uit gezinnen met een laag inkomen financiële hulp te geven

.667

.784

i. om te zorgen voor behoorlijke huisvesting voor wie die niet kan betalen

.690

.776

j. om de industrie wetten op te leggen zodat het milieu minder schade wordt toegebracht

.506

.799

Is het al dan niet de verantwoordelijkheid van de overheid

76 | Carton & Pauwels

Totale Cronbach’s α Verklaarde variantie Eigenwaarde

.806 39,89% 3.989

Presteren van de overheid Component-lading

Cronbach’s α bij weglaten item

a. Zorgen voor gezondheidszorg voor de zieken

.696

.718

b. Zorgen voor een behoorlijke levensstandaard voor de ouderen

.716

.712

c. Omgaan met terroristische dreigingen in ons land

.677

.705

d. Bestrijden van criminaliteit

.732

.689

e. Strijd tegen werkloosheid

.721

.699

.503

.753

Hoe goed of slecht presteert de overheid in ons land op elk van de volgende domeinen?

f. Bescherming van het milieu Totale Cronbach’s α

.750

Verklaarde variantie

46.07

Eigenwaarde

2.764

Voor de tweedimensionale voorstelling en de verdere analyses zijn de oorspronkelijke codes herschaald: zeker niet / zeer slecht 1 = -2; eerder niet / slecht 2 = -1; noch slecht noch goed 3 = 0; eerder wel 3 / goed 4 = +1; zeker wel 4 / zeer goed 5 = +2. Bij de aanmaak van de Likertschalen is de gemiddelde score toegekend bij maximum 4 (verantwoordelijkheid overheid) en 3 (overheidsprestaties) ontbrekende antwoorden.

verantwoordelijkheden en prestaties van de overheid

Meer tijd, meer geld, meer promotiekansen op het werk, ... De tevredenheid van de Vlaming. Een beschrijvende analyse, 1996-2006 Mark Elchardus & Wendy Smits • Onderzoeksgroep TOR, Vrije Universiteit Brussel

1. Inleiding In de SCV-surveys (surveys betreffende Sociaal-Culturele Verschuivingen), wordt jaarlijks gepeild naar de mate waarin de inwoners van Vlaanderen tevreden zijn met verschillende aspecten of deeldomeinen van het leven (Verlet & Van Geel, 2005). Daartoe worden vragen gesteld over een uitgebreide, maar over de tijd niet volkomen uniforme reeks, levensdomeinen. Tussen 1996 en 2006 vinden we toch, in acht surveys, telkens vragen over dezelfde negen levensdomeinen: • de woning waarin men woont • de buurt waarin men woont • het inkomen • de levensstandaard • de manier van vrijetijdsbesteding • de gezondheidstoestand • de sociale contacten met huisgenoten • de sociale contacten met familie en vrienden De vraag naar de tevredenheid met “de tijd om te doen wat gedaan moet worden” werd slechts op zeven meetpunten, maar niet in 1998, gesteld. In de Vlaamse regionale indicatoren (VRIND) worden jaarlijks de tevredenheidscores gerapporteerd, maar de beschikbare informatie, die het mogelijk maakt de tevredenheid van de Vlamingen met verschillende levensdomeinen te beschrijven en over de tijd te vergelijken, werd tot nog toe niet systematisch verwerkt. In deze bijdrage willen we: • de tevredenheid met de verschillende levensdomeinen beschrijven, • de evolutie van die tevredenheid over de laatste 10 jaar schetsen,

78 | Elchardus & Smits

â€˘ nagaan in welke mate de tevredenheid met de verschillende deeldomeinen van het leven samenhangt en dus als een indicator van algemene levenstevredenheid of geluk kan gelden, â€˘ de evolutie over de tijd van die algemene levenstevredenheid in kaart brengen en â€˘ gebeurlijke pijnpunten en dus mogelijke aandachtspunten voor het beleid identificeren. Vooral de laatste doelstelling is belangrijk: waar moet de aandacht naar gaan als we de tevredenheid en het geluk van de Vlamingen willen verhogen?

2. Recente evolutie van de tevredenheid met de deeldomeinen Aan de hand van de gemiddelde tevredenheidscores voor de verschillende levensdomeinen (die minimaal 0 en maximaal 100 kunnen bedragen) bekijken we de evolutie over de tijd, van 1996 tot 2006 (zie tabel 1). Het overheersende beeld is dat van een zeer grote stabiliteit. Over de beschouwde periode van 10 jaar tekenen zich nagenoeg geen statistisch significante veranderingen af in de tevredenheid met de verschillende levensdomeinen. Als we het jaar 1996 met 2006 vergelijken blijkt de tevredenheid met de levensstandaard en met de beschikbare tijd lichtjes te zijn afgenomen. De tevredenheid met de sociale contacten met huisgenoten daarentegen is betekenisvol gestegen. Slechts op twee punten in de tijdspanne van 10 jaar worden statistisch significante verschillen opgetekend: tussen 1997 en 1998, en tussen 2005 en 2006. Van 1997 op 1998 neemt de tevredenheid met een aantal levensdomeinen toe. Dat geldt voor de tevredenheid met de levensstandaard en met de sociale contacten met huisgenoten en met familie en vrienden. Van 2005 op 2006 neemt de tevredenheid dan weer af, zoals voor de levensstandaard en de buurt.

tevredenheid

SCV2006 Totaal

69.5 68.5 71.1 *** 71.2 70.4 70.7 70.6 68.3 *** 70.0 * (3)

69.8 69.2 71.4 ** 69.1 70.0 69.2 70.4 69.0

67.8 67.3 69.0 * 68.7 66.8 70.5 66.8 66.4

65.9 64.5

62.6 60.5 63.5 63.3 63.6

75.5 75.1 78.4 *** 78.3 78.8 80.5 78.3 78.0

69.8

67.9

63.5 **

77.8 ***

sociale contacten met familie en vrienden

sociale contacten met huisgenoten

tijd om te doen wat gedaan moet worden

72.0 70.4 72.1 * 74.1 73.7 75.0 74.3 72.2 * 72.8

uw levensstandaard

61.0 61.1 64.1 ** 63.9 62.6 60.6 61.8 59.9 * 61.8

uw gezondheidstoestand

79.7 80.3 79.4 79.3 77.0 ** (2) 78.7

74.2 74.4 76.2 * (1) 75.6 77.2 77.5 77.4 74.8 *** 75.9

manier besteding vrije tijd

SCV1999 SCV2000 SCV2003 SCV2005

werk dat u doet

78.2 77.8 78.0

uw inkomen

SCV1996 SCV1997 SCV1998

buurt waarin u woont

woning waarin u woont

Tabel 1: Gemiddelde score (0-100) per item naar meetpunt (gepoolde data â€“ SCV)

73.6 73.4 76.5 *** 75.0 75.7 76.4 74.9 73.1 ** 74.8

significantie tussen 1997 en 1998, (2) significantie tussen 2005 en 2006, (3) significantie tussen 1996 en 2006, * p<0.05, ** p<0.01, *** p<0.001 (1)

Het is niet meteen duidelijk waarom die fluctuaties zich voordoen. In 1998 waren de Vlamingen in de SCV-steekproef duidelijk meer tevreden met de contacten met hun huisgenoten, hun familie en hun vrienden dan het jaar daarvoor. Een verklaring ligt niet voor de hand. Met interpretaties van verschillen over de tijd dient men overigens heel voorzichtig te zijn. Het is onder meer mogelijk dat de algemene tevredenheid (of het geluk of algemeen welbevinden), niet alleen een resultaat of som is van de tevredenheid met verschillende deeldomeinen van het leven, maar dat die laatste ook worden beĂŻnvloed door een algemeen gevoel van welbevinden dat heel verschillende oorzaken kan hebben en niet noodzakelijk zijn oorsprong vindt in het domein waarop het gunstig afstraalt. De vastgestelde fluctuaties in de tevredenheid kunnen daarnaast ook te maken hebben met steekproeffluctuaties. Niet elke steekproef is noodzakelijk

80 | Elchardus & Smits

even representatief. Verder dient men er bij de interpretatie van de veranderingen ook rekening mee te houden dat deze niet alleen een andere ervaring kunnen weerspiegelen, maar ook een verhoogde verwachting. Als mensen in 2006 minder tevreden zijn met hun buurt, betekent dat niet noodzakelijk dat er een verslechtering van de levenskwaliteit in de buurten is opgetreden. Het is ook mogelijk dat mensen hogere verwachtingen hebben met betrekking tot de kwaliteit van hun buurt. Misschien ligt precies de recente aandacht voor de kwaliteit van de buurt daaraan ten grondslag. De meest opvallende vaststelling is in elk geval de grote stabiliteit van de tevredenheid. Er tekent zich met betrekking tot geen enkel levensdomein een duidelijke trend af. Wat we over de tijd zien zijn vlakke lijnen met, voor een paar levensdomeinen, op twee punten een fluctuatie. Daarom kan de relatieve tevredenheid met de verschillende levensdomeinen best worden beoordeeld op basis van de samengevoegde gegevens voor de verschillende jaren. Dat doen we in de volgende sectie.

3. Tevredenheid met verschillende levensdomeinen Om de mate van tevredenheid met de verschillende levensdomeinen onderling te vergelijken, voegen we de datapunten waarop informatie beschikbaar is, samen. Aldus beschikken we over de oordelen van 11.775 Vlamingen die tussen 1996 en 2006 aan de surveys deelnamen (zie tabel 2). Tabel 2: Tevredenheid per levensdomein* (Op gepoolde data) (n=11.775), percentages heel ontevre- eerder heel ontevreTotaal den tevreden tevreden den Sociale contacten met huisgenoten Sociale contacten met familie en vrienden Woning waarin u woont Werk dat u doet Buurt waarin u woont Uw levensstandaard Manier besteding vrije tijd Uw gezondheidstoestand Tijd om te doen wat gedaan moet worden Uw inkomen * geordend op het percentage â€œeerder en heel

0.4 3.1 0.6 4.6 1.4 4.4 1.4 5.5 1.5 6.0 0.8 6.8 1.2 9.6 2.8 11.7 1.8 18.3 4.7 18.2 tevredenâ€?

59.1 63.1 50.1 66.5 56.5 73.8 68.0 64.6 67.6 63.9

37.4 31.6 44.1 26.7 36.2 18.5 21.2 20.9 12.3 13.2

100.0 100.0 100.0 100.0 100.0 100.0 100.0 100.0 100.0 100.0

tevredenheid

Omdat de antwoordmogelijkheden voor deze vraag geen neutrale categorie voorzien, wordt de proportie die “tevreden” is artificieel opgeblazen. Bij het beoordelen van de mate van tevredenheid en bij het onderling vergelijken van de mate van relatieve tevredenheid met de verschillende deeldomeinen, houdt men daarom beter rekening met enerzijds, het strenge criterium, de proportie die zeer tevreden is, anderzijds, het zwakkere criterium, de proportie die tevreden of zeer tevreden is. Kijkt men naar het aantal tevreden of heel tevreden mensen, dan ziet men dat meer dan 90% tevreden is met hun contacten met huisgenoten, met familie en vrienden, met hun woning, hun werk, hun buurt en levensstandaard. Meer dan 80% is tevreden met hun gezondheidstoestand en met de manier waarop zij hun tijd besteden. Enkel met de beschikbare tijd en het inkomen is men iets minder tevreden. Over hun levensstandaard zijn meer mensen tevreden dan over hun inkomen. Dat laatste verwijst naar inkomen uit arbeid en vervanginkomens en, gegeven de vraagstelling, naar in feite elke bron van financiële middelen die de respondent als een inkomen beschouwt. De levenstandaard is een breder begrip en heeft betrekking op het geheel van de beschikbare materiële middelen die het leven ondersteunen. Het beeld dat men krijgt op basis van de tevredenheid met de deeldomeinen is dat van een bevolking waarvan de overgrote meerderheid van de leden tevreden of zeer tevredenheid is met verschillende aspecten van het persoonlijke leven, gaande van sociale contacten, over woning, buurt en werk, tot de gezondheid. Kijkt men naar de proportie die zich zeer tevreden noemt – het strengere criterium – dan wordt dat beeld in grote lijnen bevestigd. Meer dan een derde van de Vlamingen noemt zich zeer tevreden met de woning, de contacten met de huisgenoten, de buurt en de contacten met familie en vrienden. Neemt men als (streng) criterium dat minstens 1 op 5 van de Vlamingen zeer tevreden moet zijn met een levensdomein om van een voldoende mate van tevredenheid te gewagen, dan tekenen zich problemen af rond de levensstandaard, het inkomen en de beschikbare tijd. Heel wat Vlamingen willen meer geld en meer (vrije) tijd. In het licht van dat strenge criterium doen ook de gezondheidstoestand en de wijze waarop de vrije tijd wordt besteed het wat minder goed. Hoe men de mate van tevredenheid ook beoordeelt, de grootste tevredenheid tekent zich af voor de contacten met huisgenoten en de woning. Het meest tevreden is men dus met wat zich binnen een strikte afbakening van privé sfeer bevindt: de eigen woning en de intimici. Op de derde en de vierde plaats komen de contacten met familie en vrienden en de buurt. Kijkt men specifiek naar de proportie die zeer tevreden is, dan scoort de buurt zelfs beter dan de contacten met familie en vrienden. Duidelijk is wel dat heel veel mensen heel tevreden

82 | Elchardus & Smits

zijn met hun woning en hun buurt. In het licht van die vaststelling is het enigszins verbazend dat er recent zoveel bezorgde belangstelling is geweest voor buurtsatisfactie. Deze wordt ook bevraagd in de stadsmonitor, waarvan de bevindingen die van de SCV-surveys bevestigen: algemeen genomen een grote tevredenheid met woongemeente en buurt en in een aantal steden en buurten een bijzonder grote tevredenheid. Als we de bevindingen van de SCV-enquêtes van 1996 tot 2006 als leidraad nemen, zou de bezorgdheid in de eerste plaats niet naar de steden, gemeenten en buurten moeten uitgaan, maar naar de beschikbare tijd, het inkomen en de levensstandaard. De vaststellingen in de SCV-enquêtes komen overigens goed overeen met die van ander onderzoek. Vergelijkend onderzoek voor verschillende Europese landen van Delhey (2004) komt tot het besluit dat de Belgen, op de tevredenheid met het leven in het algemeen, in de buurt van het Europese gemiddelde scoren1 (figuur 1). Figuur 1: Tevredenheid met het leven in het algemeen T e v r e d e n h e id

m e t h e t le v e n

h e t a lg e m e e n

( E u r o b a r o m e t e r n o ve m b e r 2 0 0 1 )

1 00% 90 % 80 % 70 % 60 % 50 % 40 % 30 % 20 % 10 %

Denemarken

Zweden

Nederland

Luxemburg

Ierland

Finland

Oostenrijk

Spanje

België

Duitsland

Italië

Frankrijk

Portugal

Griekenland

De vraag luidt “Hoe tevreden bent un ie met het leven in het algemeen?” (landen geordend op H e le m a a l n ie t te vr e d e n t te vr e d e n T a m e lijk te vr e d e n ze e r te vr e d e n % tamelijk en zeer tevreden). 1

15 Europese landen op het moment van de bevraging (2001)

tevredenheid

Een opsplitsing naar verschillende levensdomeinen bracht aan het licht dat de Belgen zeer tevreden zijn met hun huisvesting, de relaties met familie en hun sociale contacten (Delhey, 2004) (tabel 2). Ander Belgisch onderzoek (Elchardus en Smits, 2007) komt tot hetzelfde besluit. In het onderzoek van Delhey (2004) en dat van Elchardus & Smits (2007) bleek ook de tevredenheid met de gezondheid groot. Dat blijkt voor de Vlaamse SCV-gegevens in mindere mate het geval te zijn. De relatieve tevredenheid met een gegeven levensdomein is uiteraard afhankelijk van het aantal en de aard van de domeinen waarover vragen worden gesteld. Duidelijk is in elk geval dat de Vlamingen, net zoals de Belgen, heel tevreden zijn over wat er heel dicht bij het spreekwoordelijke bed staat: de buurt, de contacten met familie en de vrienden, de woning, de contacten met huisgenoten. Te oordelen op basis van de percentages respondenten die zich als tevreden of zeer tevreden omschrijven, lijkt de tevredenheid in Vlaanderen hoog. Dat is deels een gevolg van het gegeven dat, in het algemeen en in de rijkere landen, vrij grote groepen zich tevreden achten. Bekijken we België tegen de achtergrond van andere Europese landen (Figuur 1 en tabel 3), dan stellen we vast dat het slechts een gemiddelde positie bekleedt. De gemiddelde tevredenheid ligt 8 punten lager dan in het best geplaatste land (Denemarken) en 8 punten hoger dan in de het rode lantaarnland (Portugal). Hier wordt weliswaar met België vergeleken, maar een vergelijking tussen Vlaanderen en Wallonië op basis van een zeer uigebreide maat van geluk, brengt geen grote verschillen aan het licht. Op een schaal van honderd heeft België een gemiddelde score van 61, Vlaanderen van 62 en Wallonië van 59 (Elchardus en Smits, 2007). Vlaanderen zou in tabel 3 waarschijnlijk nipt boven het gemiddelde, in de buurt van Finland, belanden. Er is dus zeker nog ruimte verbetering en geen reden tot zelfgenoegzaamheid. Verbetering kan best worden gerealiseerd in die gebieden waarover de Vlamingen relatief minder tevreden zijn: beschikbare tijd, inkomen en levensstandaard.

84 | Elchardus & Smits

familieleven

Buurt

Gezondheid

sociaal leven

werk

Inkomen

gemiddelde

Denemarken Nederland Luxemburg Oostenrijk Zweden Ierland Finland België UK Duitsland Frankrijk Spanje Italië Griekenland Portugal EU15

woning

Tabel 3: Percentage tamelijk en zeer tevreden met verschillende levensdomeinen

96 94 93 96 96 94 96 91 92 94 92 94 89 89 83 93

95 94 94 92 93 96 92 89 93 88 90 93 90 92 87 92

94 94 91 93 95 91 89 88 86 89 87 89 83 85 86 89

91 89 89 89 86 91 84 83 86 79 86 77 81 85 69 84

96 93 92 91 92 90 90 89 85 86 87 90 82 79 86 89

88 88 88 85 80 76 79 81 72 74 72 70 68 59 70 77

86 84 85 79 73 65 68 69 69 72 63 57 62 57 54 70

92.3 90.9 90.3 89.3 87.9 86.1 85.4 84.3 83.3 83.1 82.4 81.4 79.3 78.0 76.4 85

Bron: Eurobarometer 52.1 (Vraagstelling: “Bent u zeer tevreden, tamelijk tevreden, niet heel tevreden of helemaal niet tevreden met volgende levensdomeinen”)

4. Evolutie van de tevredenheid met het werk, 1998-2006 In de SCV-surveys wordt nader ingegaan op de tevredenheid met het werk2. Vanaf 1998 wordt jaarlijks gepeild naar de tevredenheid met verschillende aspecten van de job of het werk. De respondenten geven in dit geval hun oordeel aan de hand van een vijf-, niet een vier-puntenschaal. Over twaalf verschillende aspecten van het werk worden vragen gesteld: • loon • fysieke werkomstandigheden • werkzekerheid • werkdruk • inhoud job • uurregeling • directe chef • mogelijkheid bijleren • collega’s • initiatief nemen • promotiekansen • werk in zijn geheel 2

Zie ook De Witte e.a. (2001)

tevredenheid

Die vragen worden uiteraard enkel gesteld aan de respondenten die werken op het ogenblik van het interview of vroeger ooit hebben gewerkt (N=6315). De oordelen hebben dus betrekking op de huidige of de laatste job. De mate van tevredenheid met de verschillende aspecten van het werk hangt onderling sterk samen. Wie tevreden is met één aspect, heeft een grote kans ook relatief tevreden te zijn met de andere aspecten. Waarschijnlijk spelen twee verschillende mechanismen daarbij een rol. Bij aantrekkelijke banen leiden de meeste aspecten dikwijls tot tevredenheid en bij onaantrekkelijke jobs tot ontevredenheid, maar daarnaast zullen bepaalde personen ook sneller tevreden zijn dan andere. Beide mechanismen leiden ertoe dat men van tevredenheid met de job in het algemeen kan gewagen (zie tabel 4). Tabel 4: Tevredenheid met het werk: hoofdcomponentenanalyse op 12 jobaspecten Componentenlading

Cronbach’s α als het item weg-gelaten wordt*

Werk in zijn geheel

0.780

0.786

Inhoud job

0.669

0.794

Initiatief nemen

0.640

0.794

Fysieke werkomstandigheden

0.594

0.797

Directe chef

0.592

0.798

Mogelijkheid bijleren

0.580

0.799

Werkdruk

0.574

0.799

Promotiekansen

0.569

0.799

Collega’s

0.515

0.804

Uurregeling

0.514

0.804

Loon

0.482

0.806

Werkzekerheid

0.420

0.811

4.1

Cronbach’s α =0.913

Eigenwaarde R²

34.1

* cronbach’s alpha geeft de betrouwbaarheid van de schaal weer Op basis van de geïdentificeerde hoofdcomponent die de tevredenheid met het werk in het algemeen weergeeft, kan worden nagegaan of er zich over de tijd – dat is tussen 1998 en 2006 – een verandering aftekent in de mate waarin de Vlaming tevreden is met zijn werk.

86 | Elchardus & Smits

Voor die toets wordt zowel de factorscore3 als de somschaal gebruikt (tabel 5). Voor geen van beide wijzen van meten, tekent zich over de tijd een trend af of zijn er significante verschillen tussen verschillende jaren. De algemene of globale jobtevredenheid is in Vlaanderen een zeer stabiel gegeven. Tabel 5: Gemiddelde score op jobtevredenheid over de jaren heen (somschaal 0-100) Meetpunt N Gemiddelde score op somschaal (0-100) SCV 1998 755 72.4 SCV 2000 735 71.3 SCV 2001 772 71.3 SCV 2002 803 70.9 SCV 2003 756 71.0 SCV 2004 836 71.0 SCV 2005 836 71.9 SCV 2006 823 71.8 Totaal (ns) 6315 71.5 ns: niet significant Het is uiteraard mogelijk dat er zich voor de verschillende onderscheiden aspecten wel trends aftekenen. Daarom wordt, in tabel 6, de evolutie per aspect bekeken. Daarbij komen wel een aantal veranderingen aan het licht. In het geval van tevredenheid met het loon en de werkzekerheid tekenen zich geenszins trends af. Het gaat veeleer om fluctuaties, waarvoor overigens niet meteen een verklaring kan worden aangewezen. Tevredenheid met de promotiekansen, de fysieke werkomstandigheden en de werkdruk, lijken wel een neerwaartse trend te vertonen. Deze tekent zich echter niet op een volkomen consistente wijze af en dient derhalve met grote voorzichtigheid en terughoudendheid gediagnosticeerd.

Niet in de tekst opgenomen

tevredenheid

Significantie

Totaal

SCV 2006

SCV 2005

SCV 2004

SCV 2003

SCV 2002

SCV 2001

SCV 2000

SCV 1998

Tabel 6: Gemiddelde score (0-100) per jobaspect over de jaren heen

Loon

55.0 51.9 51.6 54.2 52.2 53.2 53.9 53.0 53.1

Werkzekerheid

59.9 62.3 62.6 60.2 60.2 59.6 61.4 60.2 60.8

Inhoud job

64.3 64.2 63.4 62.9 63.2 62.4 63.0 63.2 63.3

Direct chef

60.6 60.0 58.7 58.3 60.3 59.0 59.2 59.8 59.5

Collegaâ€™s

65.2 63.3 64.4 63.1 63.8 63.9 64.2 64.2 64.0

Promotiekansen

46.7 44.0 43.5 42.3 43.8 41.9 45.4 43.9 43.9

Fysieke werkomstandigheden 58.3 55.7 56.9 56.1 54.8 55.3 57.5 57.2 56.5

Werkdruk

49.3 47.1 46.6 48.3 46.8 47.6 47.0 49.9 47.8

Uurregeling

61.2 60.4 61.2 61.3 60.5 62.1 61.5 61.2 61.2

Mogelijkheid bijleren

50.7 50.7 50.0 50.0 49.1 49.1 51.0 50.9 50.2

Initiatief nemen

57.4 60.5 59.6 58.5 59.9 59.9 59.5 59.6 59.4

Werk in zijn geheel

64.2 63.1 64.0 63.4 63.8 63.1 63.7 63.6 63.6

* p<0.05, ** p<0.01, *** p<0.001

5. Tevredenheid met het werk Omdat de tevredenheid met het werk over de tijd stabiel is, beoordelen we hem, net zoals we dat deden voor de tevredenheid met de verschillende deeldomeinen van het leven, op basis van de over de 8 jaar (1998-2006) samengevoegde gegevens (zie tabel 7). Nagenoeg 90% van de werkenden is tevreden tot zeer tevreden met zijn job in het algemeen. Als naar de tevredenheid van het werk werd gepeild in de context van verschillende levensdomeinen, sprak eveneens 93% zijn tevredenheid daarover uit. Het gaat dus zeker niet om een volk dat baalt van zijn werk. Gelukkig maar, werk is een uitermate belangrijke ervaring: het geeft een inkomen, waardigheid, structureert de tijd, verbindt individuen met doelen die hun persoonlijke bekommernissen overstijgen, is een bron van sociale contacten, geeft identiteit en status, dwingt tot activiteit, houdt de geest alert, bouwt aan vaardigheden en competenties (Elchardus en Glorieux, 1995: hoofdstuk 1). Die verschillende functies kunnen door verschillende jobs in grotere of kleinere mate kunnen worden vervuld. Die multi-functionaliteit van het

88 | Elchardus & Smits

werk impliceert dat aandachtig moet worden gekeken naar de verschillende aspecten van het werk en dat aspecten waarmee de tevredenheid relatief laag is, alle aandacht verdienen. Het meest tevreden is men met de collegaâ€™s en met de inhoud van de job (86%). De uurregeling wordt door de overgrote meerderheid (82%) eveneens gewaardeerd. Slechts 6% is daar eerder ontevreden en 2% zeer ontevreden over. Ook de werkzekerheid haalt nog nipt een tevredenheidsgraad van boven de 80%. 3% van de respondenten is daar zeer ontevreden over en 6% eerder ontevreden. De mogelijkheid tot het nemen van initiatief, de directe chef en de fysieke werkomstandigheden worden ook nog door een ruime meerderheid van meer dan 70% als bevredigend beoordeeld. Met een aantal aspecten is men minder tevreden. De tevredenheid is bijzonder laag met de mogelijkheid tot bijleren, de werkdruk en vooral met de promotiekansen. Dat laatste werd ook vastgesteld in Belgisch onderzoek, waarin de tevredenheid kon worden uitgedrukt in punten op 10 en de promotiekansen een klinkende â€œbuisâ€? kregen (Elchardus & Smits, 2007). De proportie die er in de SCV-surveys zeer ontevreden of eerder ontevreden over is, overtreft de proportie die zeer tevreden is. Mogelijke aandachtspunten hier zijn dus loon, maar vooral de werkdruk, de mogelijkheid tot bijleren en de promotiekansen. Van de tevredenheid met de werkdruk en de promotiekansen bleek in de vorige sectie dat zij daarenboven over de tijd waarschijnlijk een neerwaartse tendens vertoont. De kans bij te leren en de promotiekansen zijn duidelijk human resources-aangelegenheden. Alles wijst er op dat deze resources in de Vlaamse (en de Belgische) economie niet optimaal beheerd of gemanaged worden. Met schaarse en waardevolle middelen als leergierigheid en motivatie, wordt in vele gevallen blijkbaar slordig en verspillend omgesprongen, terwijl human resource management steeds meer kennis heeft om bij te dragen tot geluk op de werkplaats. De relatief hoge mate van ontevredenheid die op dat vlak wordt vastgesteld, verklaart misschien ook waarom zoveel Belgen op de leeftijd van veertig jaar al op hun werk zijn uitgekeken, hun ambities en verzuchtingen dan in elk geval elders plaatsen (in gezin en vrije tijd) en daarom ook al snel beginnen uitkijken naar en wachten op de ene of andere vorm van vervroegde arbeidsmarktexit (Elchardus & Cohen, 2003).

tevredenheid

Tabel 7: Tevredenheid met jobaspecten over de jaren heen (%) Zeer Eerder ontevreden ontevreden Werk in zijn geheel 0.7 2.1 Collegas 1.0 2.8 Inhoud job 1.0 3.7 Uurregeling 1.7 5.6 Werkzekerheid 2.5 5.9 Initiatief nemen 1.8 6.5 Direct chef 3.2 6.2 Fysieke werkomstandigheden 1.8 9.2 Loon 2.8 11.7 Mogelijkheid bijleren 5.5 15.0 Werkdruk 4.0 17.8 Promotiekansen 9.0 16.0

Tussen beide 7.7 9.9 9.0 10.5 10.8 14.1 13.5 15.5 16.7 21.2 24.4 31.7

Eerder tevreden 57.5 47.9 50.4 49.4 47.0 48.1 44.3 51.4 54.8 39.4 42.6 32.9

Zeer tevreden* 32.0 38.5 35.9 32.8 33.8 29.4 32.8 22.0 14.1 18.8 11.2 10.4

* geordend op het percentage “eerder en zeer tevreden” (percentages niet opgenomen in de tabel)

6. Tevredenheid met de vrijetijd Op tien verschillende datapunten, van 1996 t.e.m. 2006, werd aan de respondenten ook gevraagd of ze tevreden zijn met de hoeveelheid vrije tijd waarover ze beschikken of er liever meer of minder zouden hebben. Daarbij werd een onderscheid gemaakt tussen enerzijds, de zaterdag, zondag of een vrije dag, anderzijds een week- of werkdag. De antwoorden zijn samengevat in tabellen 8 (vrije tijd op zaterdag, zondag en vrije dag) en 9 (vrije tijd op weekdagen). De Vlaming is zeer tevreden met de hoeveelheid vrije tijd op zaterdag, zondag en feestdagen. Er is zelfs een kleine proportie van iets meer dan één procent die op die dagen liever wat minder vrije tijd zou hebben. Er is een grotere proportie, schommelend rond de 20%, die op die dagen meer vrije tijd wenst. De survey van 2000 levert hier afwijkende gegevens op. De proportie tevredenen is hier plots merkelijk lager dan in de voorgaande en volgende jaren. In het algemeen lijkt er zich over de tijd een lichte toename van de tevredenheid af te tekenen. De vraag naar vrije tijd tijdens het weekend neemt in elk geval niet toe en bij de 80% is tevreden met de bestaande situatie.

90 | Elchardus & Smits

Die vaststellingen sluiten aan bij het gegeven dat nog slechts 6 à 7% van de in Vlaanderen gepresteerde werkuren tijdens het weekend worden geleverd (Glorieux, Koelet, Mestdag, Minnen, Moens & Vandeweyer, 2006; p46-47; Glorieux, Mestdag & Minnen, 2007)4. Tussen 1999 en 2004 trad daarin weinig verandering op. Het totale aandeel van werken tijdens de weekenddagen is weliswaar met meer dan 1% gestegen (van 5.7 naar 6.8%), maar dat verschil is statistisch niet significant. Het Vlaamse weekend is in zeer grote mate arbeidsvrij, tot grote voldoening van een overweldigende meerderheid van de Vlamingen. Dat geldt nog meer voor de zondag dan voor de zaterdag. Maximaal 2.5% van de betaalde werkuren wordt op zondag verricht, op zaterdag is dat 4.3% (in 2004). Tabel 8: Tevredenheid met vrije tijd op zaterdag, zondag of vrije dag SCV 1996 SCV 1997 SCV 1998 SCV 2000 (***) (1) SCV 2001 (***) (2) SCV 2002 SCV 2003 SCV 2004 SCV 2005 SCV 2006 Totaal (χ²=80.0; df=18; p=0.00)

Liever minder vrije tijd 1.5 1.6 2.6 1.1 1.2 0.6 1.1 1.3 1.1 1.3

Tevreden 77.3 79.0 75.9 72.4 78.1 78.6 79.8 80.0 81.3 80.7

liever meer vrije tijd 21.2 19.4 21.5 26.6 20.7 20.8 19.2 18.7 17.7 18.0

1.3

78.3

20.3

(1) significant verschil tussen 1998 en 2000, (2) significant verschil tussen 2000 en 2001 * p<0.05, ** p<0.01, *** p<0.001 Tijdens de gewone weekdagen en dus voor de meeste mensen de werkdagen, ligt de tevredenheid met de hoeveelheid vrije tijd lager dan tijdens het weekend. Over de 10 datapunten samen is ruim 68% tevreden met de vrije tijd tijdens de week. Voor 2% mag het zelfs wat minder zijn. Toch is er 30% die meer vrije tijd zou willen. De proportie die tijdens de week meer vrije tijd wil, neemt daarenboven betrekkelijk sterk toe, van bij de 23% in 1996 en 1997 tot bij de 32% in 2005 en 2006. 4

Tussen 1966 en 1999 was er een daling in het aantal gepresteerde werkuren tijdens het weekend van 11.0% naar 5.7%. Deze daling is vooral toe te schrijven aan de daling van het aantal gewerkte uren op zaterdag (van 9.2% naar 3.6%)

tevredenheid

Tabel 9: Tevredenheid met vrije tijd tijdens weekdag of werkdag

SCV 1996 SCV 1997 SCV 1998 SCV 2000 (***) (1) SCV 2001 SCV 2002 SCV 2003 SCV 2004 SCV 2005 SCV 2006 Totaal (χ²=148.8; df=18; p=0.00)

Liever minder vrije tijd 1.3 1.5 3.8 1.1 2.0 1.2 2.0 2.9 2.1 2.6 2.1

Tevreden 75.6 75.0 70.4 66.0 66.8 65.8 67.6 66.0 65.7 65.1 68.5

liever meer vrije tijd 23.2 23.5 25.8 32.9 31.2 33.0 30.5 31.0 32.3 32.3 29.5

(1) significant verschil tussen 1998 en 2000, * p<0.05, ** p<0.01, *** p<0.001 Het lijkt onwaarschijnlijk dat die toename kan worden toegeschreven aan een toename van het aantal werkuren per individu. Volgens tijdsbudgetonderzoek is de tijdsbelasting van het werk over de periode 1999 tot 2004 niet gestegen. In 1999 besteedden de Vlamingen tussen 18 en 75 jaar (zowel werkenden als niet-werkenden, dus de bevolking in haar geheel) 20u49 aan arbeid, in 2004 was dat 20u43 (Glorieux, Minnen & Vandeweyer, 2005). Het verschil is statistisch niet significant. Dit is ook het geval als we enkel kijken naar de effectief werkende bevolking. In 1999 besteedde de werkende bevolking 32u59 aan arbeid, in 2004 33u01. Toch tekent er zich bij de Vlamingen heel duidelijk een groeiende verzuchting af naar meer vrije tijd tijdens de werkweek. Het percentage Vlamingen dat tevreden is met de vrije tijd tijdens de week is gedaald van bij de 75% midden jaren negentig, naar bij de 65% in 2005 en 2006. Voor een ervaren tekort aan vrije tijd zijn verschillende oorzaken aan te geven, waarop we aanstonds nog terug komen (sectie 8). Eén mogelijkheid is dat de behoefte aan vrije tijd niet alleen door de werktijd, maar ook door de werkdruk wordt gegenereerd. Uit tabel 10 blijkt dat dit inderdaad het geval is. Er is een duidelijk verband tussen de tevredenheid met de vrije tijd tijdens de werkweek en de tevredenheid met de werkdruk. 29% van de mensen die liever meer vrije tijd zouden hebben tijdens de werkweek is ontevreden over de werkdruk. Van de mensen die tevreden zijn met de vrije tijd tijdens de werkweek is slechts 15% ontevreden over de werkdruk. Omgekeerd is slechts 43% van de mensen die liever meer vrije tijd zouden hebben tijdens de werkweek tevreden over de werkdruk, tegenover 63% van de mensen die tevreden zijn met de vrije tijd tijdens de werkweek. Wie last heeft van werk-

92 | Elchardus & Smits

druk, wil meer vrije tijd. Indien er een verhoging is geweest van de werkdruk, dan zou die dus wel eens de stijgende verzuchting naar meer vrije tijd kunnen verklaren, los van een verhoging van de effectieve werktijd. De SCV-gegevens laten zo’n effect vermoeden, maar laten niet toe die hypothese afdoende te toetsen. Tabel 10: Verband tevredenheid met vrije tijd tijdens de werkweek en tevredenheid over de werkdruk (rij en kolompercentages) (N=6289) Tevredenheid met vrije tijd tijdens de werkweek

Werkdruk zeer Eerder ontevreden ontevreden

tussen beide

Eerder tevreden

zeer tevreden

Totaal

Tevreden met vrije tijd (n=3402)

2.6

13.0

21.5

47.7

15.1

100.0

Liever meer vrije tijd (n=2886)

5.4

23.5

27.8

36.7

6.5

100.0

Totaal (n=6288)

3.9

17.8

24.4

42.7

11.2

100.0

7. Domeintevredenheid, algemene tevredenheid en geluk De tevredenheid met de verschillende deeldomeinen van het leven, zoals beschreven in tabel 2, vertoont een sterke samenhang. Een hoge mate van tevredenheid met één levensdomein gaat doorgaans gepaard met een relatief hogere tevredenheid met de andere levensdomeinen. Die samenhang maakt het mogelijk en zinvol te spreken van tevredenheid in het algemeen. Een hoofdcomponentenanalyse op de samengevoegde data bevestigt dit en levert één component op (zie tabel 11).

tevredenheid

Tabel 11: Hoofdcomponentenanalyse op de gemeenschappelijke items over de jaren heen (N=11221) Componentlading

Cronbach’s α als item weggelaten wordt

Woning waarin u woont

0.628

0.841

Buurt waarin u woont

0.614

0.842

Uw inkomen

0.596

0.851

Uw levensstandaard

0.704

0.832

Manier besteding vrije tijd

0.620

0.841

Uw gezondheidstoestand

0.542

0.850

Sociale contacten met huisgenoten

0.666

0.838

Sociale contacten met familie en vrienden Eigenwaarde R²

0.670 3.19 39.9

0.837 Cronbach’s α = 0.858

Cronbach’s α geeft de betrouwbaarheid weer van de schaal Dat besluit wordt bevestigd door een confirmatorische factoranalyse (figuur 2). Om de evolutie van tevredenheid in het algemeen in kaart te brengen, construeren we een somschaal op basis van de acht gemeenschappelijke items. Een variantie-analyse (zie tabel 12) wijst uit dat er zich slechts op twee punten in de tijd een significante verandering in de tevredenheid voordoet. Zoals al kon worden vermoed op basis van de analyse van de tevredenheid met de deeldomeinen, doet zich een significante stijging van de tevredenheid voor tussen 1997 en 1998 en een significante daling tussen 2005 en 2006. Tabel 12: Evolutie van tevredenheid in het algemeen (0-100), 1996-2000 Gemiddelde score (0-100) SCV1996 71.3 SCV1997 70.9 SCV1998 73.1 SCV1999 72.7 SCV2000 72.7 SCV2003 73.0 SCV2005 72.4 SCV2006 70.8 * p<0.05, ** p<0.01, *** p<0.001

94 | Elchardus & Smits

ββ ns 0.08*** ns ns ns ns 0.07***

N 1573 1497 1490 1378 1344 1431 1517 1534

De stijging van de algemene tevredenheid van 1997 naar 1998 wordt verklaard door de toename van de tevredenheid met de levensstandaard en met de sociale contacten met huisgenoten en familie en vrienden (zie tabel 2). Er is eveneens een stijging van de tevredenheid met het inkomen en met de manier van vrijetijdsbesteding en in mindere mate met de buurt, het werk en de gezondheidstoestand. De daling van de tevredenheid tussen 2005 en 2006 is terug te brengen tot een daling in tevredenheid met de buurt en de levensstandaard en in mindere mate met de woning en de sociale contacten met familie en vrienden (zie tabel 2). Zoals al eerder gemeld, is het niet meteen duidelijk waarom die fluctuaties zich voordoen. Het dominante beeld is ook hier dat van een grote stabiliteit van de tevredenheid, bewogen door een paar fluctuaties. Figuur 2: Confirmatorische factoranalyse op de gemeenschappelijke items over de jaren heen -.13

.04

-.10

-.20 .12

-.15 .06 .44

.33

woning

.10 .08

.40

.27

buurt

.57

.14

.52

.33 levens standaard

inkomen

.37

.48

.02

.66

gezondheid

.48

.23

.44 vrijetijds besteding

.57

.24

.26

sociale contacten huisgenoten

sociale contacten familie en vrienden

.49

.51

domeintevredenheid

X?=11.867; df=7; p=.105; agfi=.999; rmr=.001; cfi=1.000; nfi=.999; Hoelters'N=13958.000

tevredenheid

De mate van tevredenheid met het leven in het algemeen of met verschillende deelaspecten ervan, zoals de woning, het werk, de buurt of de gezondheid, wordt dikwijls beschouwd als een belangrijke indicator van de mate van ervaren geluk of welzijn (Keys, Shmotkin & Ryff, 2002; Layard, 2005; Frey & Stutzer, 2002; Arthaud-Day & Rhode, 2005; Elchardus & Smits, 2007). In de SCV-surveys zitten onvoldoende gegevens om een degelijke maat van geluk te bouwen. In de survey van 2006 werd wel de vraag gesteld “als u uw leven in het algmeen bekijkt, hoe gelukkig of ongelukkig zou u zeggen dat u over het geheel genomen bent?” De respondenten konden deze vraag beantwoorden aan de hand van een 7-puntenschaal, gaande van uitermate ongelukkig tot uitermate gelukkig (zie tabel 13). Tabel 13: Percentage dat uitermate (on)gelukkig is (SCV2006) Uitermate ongelukkig Zeer ongelukkig Eerder ongelukkig Noch ongelukkig noch gelukkig Eerder gelukkig Zeer gelukkig Uitermate gelukkig Totaal Gemiddelde Standaardafwijking

Percentage 0.1 1.0 2.6 8.1 48.5 34.8 5.0 100.0 5.3 0.9

Het gaat uiteraard om een al te eenvoudige en waarschijnlijk ontoereikende vraag naar geluksbeleving. Een gelijkaardige vraag is opgenomen in het Wereld Waardenonderzoek. Verschillende auteurs stellen vast dat zij tot minder plausibele resultaten leidt, dan de vraag naar de tevredenheid in het algemeen (Frey & Stutzer, 2002; Fahey & Smith, 2004). Ondanks die gebreken stellen we vast dat de antwoorden op deze vraag toch sterk samenhangen (correleren) met de algemene tevredenheid, gemeten als somschaal5 op basis van de tevredenheid met de verschillende deeldomeinen (r=0.496).

We construeerden eveneens de factorscoreschaal omdat de factoradingen vrij sterk variëren (van 0.640 tot 0.445). De correlatie van de factorschaal met de geluksvraag levert echter ongeveer dezelfde correlatie op (r=0,45).

De zevenpuntenschaal waarop geluk werd gemeten, werd bij het berekenen van de correlatiecoëfficiënt gehanteerd als een intervalsschaal.

96 | Elchardus & Smits

Dit bevestigt nogmaals dat levenstevredenheid een belangrijk aspect of component is van de geluksbeleving. De vaststelling dat de algemene tevredenheid stagneert, hoeft daarom niet te verbazen. Vanaf een bepaald niveau van economische ontwikkeling blijken geluksbeleving en levenstevredenheid te stagneren (Layard, 2005; Elchardus & Smits, 2007). Rijke landen kunnen niet meer rekenen op economische groei en op de toename van de welvaart, om hun bevolkingen gelukkiger te maken en de tevredenheid te doen toenemen. Daartoe is een nieuw soort beleid nodig, een politiek van het geluk. Men verwacht vandaag dat beleid een impact heeft op de beleving van de buurt, van de levensstandaard, de kwaliteit van de woningen, het inkomen, de gezondheidstoestand, de beschikbare tijd en de mogelijkheden om deze te besteden en zelfs, via gezinsbeleid, op de ervaren kwaliteit van de contacten met gezinsgenoten, familie en vrienden. Te oordelen naar de mate van tevredenheid met die levensdomeinen, heeft het beleid in Vlaanderen en België over de laatste tien jaar zero-impact gerealiseerd: noch in positieve, noch in negatieve zin heeft het de tevredenheid noemenswaardig beïnvloed. Die vaststelling kan op vier manieren worden verklaard. Het is, ten eerste, mogelijk dat het beleid niets heeft gedaan dat die levensdomeinen in positieve of negatieve zin heeft beïnvloed. Het is, ten tweede, ook mogelijk dat het beleid wel iets heeft gedaan, misschien zelfs iets waarvan experts beweren dat het bijdraagt tot de kwaliteit van desbetreffend levensdomein, maar dat het gevoerde beleid zich desondanks niet heeft vertaald in een toename van de tevredenheid van de burgers. Het is, ten derde, ook mogelijk dat de hier gebruikte maten van tevredenheid onvoldoende gevoelig zijn om de impact van het beleid te registreren. Tevredenheid, zoals bevraagd in de SCV-enquêtes geeft immers het resultaat van een vergelijking weer. Het is een relatief gegeven en, zo menen sommige auteurs, er zullen dan wel altijd een ongeveer even groot aantal tevreden en ontevreden mensen zijn. Tenslotte is het ook mogelijk dat de Vlamingen al zo tevreden zijn, dat ze niet nog gelukkiger kunnen worden. De laatste twee, mogelijke verklaringen zijn weinig plausibel. Vergelijkingen tussen landen tonen duidelijk aan dat de mate van tevredenheid, gemeten aan de hand van maten zoals in de SCV-surveys, wel degelijk verschilt van het ene tot het andere land en toeneemt met verbeteringen van condities (Veenhoven, 2000; Frey & Stutzer, 2002; Layard, 2005; Elchardus & Smits, 2007). Maten van tevredenheid zoals hier gebruikt, zijn wel degelijk gevoelig en registreren veranderingen in de beleving van de levensdomeinen. Uit vergelijkingen tussen landen (zie bijvoorbeeld figuur 1 en tabel 3) blijkt daarenboven dat België en Vlaanderen maar een gemiddelde positie innemen, met veel ruimte voor verbetering. Het is daarom plausibeler de verklaring voor de geobserveerde stagnatie van de tevredenheid te zoeken in een afwezigheid van beleidsimpact of in een afwezigheid van effecten van dat beleid op de tevredenheid. Een

tevredenheid

volledig ontbreken van beleidsimpact – een afwezigheid van beleid dat enige impact heeft gehad op de verschillende levensdomeinen - lijkt ons niet erg waarschijnlijk. Dat zou betekenen dat de Vlaamse en de federale regeringen de laatste tien jaar nagenoeg niets hebben gedaan. De meest waarschijnlijke verklaring is daarom dat de maatregelen die werden genomen, geen impact hadden op de tevredenheid van de bevolking. Het gaat, met andere woorden om een falen, of beter, een ontbreken van een tevredenheids- of gelukspolitiek. Beleid is druk doende, maar slaagt er niet (meer) in de tevredenheid van de bevolking te verhogen. Dat falen is er niet omdat geen of onvoldoende maatregelen zouden worden genomen. De maatregelen die worden genomen dragen echter niet bij tot het geluk of de tevredenheid van de burgers. Terwijl zij nu net dat zouden moeten doen, dikwijls ook de bedoeling hebben dat te doen. Die vaststelling heeft er een aantal auteurs toe gebracht te pleiten voor een heruitvinden van de politiek van het geluk. Zij stellen voor moraal, wetgeving en beleid af te stemmen op het streven naar het grootste geluk van zoveel mogelijk mensen (Kahneman, 1999; Veenhoven, 2002; Layard, 2005; Elchardus & Smits, 2007). Dat streven is niet alleen een antwoord op het stagnerende geluk in rijke landen, maar ook op de subjectieve revolutie. Het is een pleidooi voor een beleid dat de beleving en de subjectieve ervaring erkent en een plaats geeft in het beleid (Elchardus en Smits, 2007: 61-67). Naast arbeidsomstandigheden is ook de beleving van het werk belangrijk, naast stenen en straatmeubilair is de buurt ook een kwestie van beleving. De stagnerende tevredenheid van de Vlamingen toont mooi aan dat daarmee wel degelijk een nieuwe visie op beleidsvoering wordt geïntroduceerd. Wat baat een democratisch gevormd beleid als het er niet in slaagt de mensen meer tevreden of gelukkiger te maken? De wetenschap en daaruit voortvloeiende vaardigheden die nodig zijn om een beleid te voeren dat effectief bijdraagt tot geluk en tevredenheid, blijken echter nog niet of alleszins onvoldoende voorhanden. Zij zijn het onderwerp van wat Richard Layard een “nieuwe wetenschap” noemt (2005). Kern daarvan is het ernstig nemen van de subjectieve beleving. Een daaraan aangepast beleid vertrekt niet van de vaststelling dat iemand leeft onder condities waaronder hij of zij gelukkig zou moeten zijn – en stopt zeker niet bij zo’n besluit - maar vertrekt van de subjectieve beleving van de burger en identificeert op die basis de pijnpunten.

8. Pijnpunten nader bekeken In de geanalyseerde gegevens tekenen zich een aantal pijnpunten af. De Vlamingen willen minder werkdruk, meer tijd, meer geld en betere loopbaanperspectieven, daar komt het eigenlijk op neer. Er is relatief veel ontevredenheid over de werkdruk, over het gebrek aan tijd en het gebrek aan vrije tijd tijdens de werkweek. Er is ook relatief veel ontevredenheid over het inkomen en, in mindere mate, over de levensstandaard. Terwijl een overgrote meerderheid van de Vlamingen tevreden is met zijn werk in het algemeen, zijn velen ontevreden over het gebrek

98 | Elchardus & Smits

aan de kansen die zij krijgen om iets nieuws te leren, alsook over het gebrek aan promotiekansen. In het kader van een politiek gericht op de tevredenheid van de bevolking zouden die pijnpunten prioritaire aandacht moeten krijgen, zowel wetenschappelijk als beleidsmatig. De SCV-gegevens laten geen grondige analyse van de gesignaleerde problemen toe – zij werden daartoe ook niet verzameld – maar laten wel toe deze wat nauwkeuriger in de bevolking te situeren.

8.1. Inkomen en levensstandaard In tabellen 15 en 16 worden respectievelijk de tevredenheid met het inkomen en met de levensstandaard naar arbeidsmarktstatuut gegeven. De verdeling van de respondenten van de surveys van 1996 tot 2006 over die statuten staat beschreven in tabel 14. Tabel 14: Verdeling van respondenten SCV-surveys, 1996-2006, naar arbeidsstatuut N 8676 2728 1352 382 739 1143 15020

Werkend (Brug)pensioen Huisvrouw Ziek, arbeidsongeschikt, loopbaanonderbreking Werkloos Student, op zoek naar eerste job Totaal

% 57.8 18.2 9.0 2.5 4.9 7.6 100.0

Tabel 15: Tevredenheid met het inkomen naar arbeidsstatuut

Werkend (Brug)pensioen Huisvrouw, huisman Ziek, arbeidsongeschikt, loopbaanonderbreking Werkloos Student, op zoek naar eerste job Totaal (χ²=651.5; df=15; p=0.00)

heel ontevreden ontevreden 2.1 14.2 6.0 20.6 6.8 18.7

70.1 59.8 57.5

heel tevreden 13.6 13.6 17.0

tevreden

13.5

33.7

45.7

7.1

15.6 9.0 4.4

36.6 18.0 17.5

42.9 57.5 64.7

4.9 15.5 13.4

tevredenheid

Tabel 16: Tevredenheid met de levensstandaard naar arbeidsstatuut

Werkend (brug)pensioen Huisvrouw, huisman Ziek, arbeidsongeschikt, loopbaanonderbreking Werkloos Student, op zoek naar eerste job Totaal (χ²=541.8; df=15; p=0.00)

heel ontevreden ontevreden 0.2 5.1 1.2 6.7 1.1 9.0

75.7 75.6 71.2

heel tevreden 19.0 16.5 18.7

tevreden

4.6

21.0

66.8

7.7

5.1 0.4 0.8

19.2 2.7 6.6

67.6 70.6 74.2

8.2 26.3 18.3

Van de werkende bevolking, de huisvrouwen, de gepensioneerden en de studenten zijn ruime meerderheden tevreden met hun inkomen. Van de werkenden is dat bij de 84%, van de andere groepen 73 à 74%. Bij twee groepen, de werklozen en de arbeidsongeschikten, vindt men daarentegen veel ontevredenen. Van de eersten is slechts 48% tevreden of zeer tevreden, van de laatsten 53%. Van de werklozen omschrijft 16% en van de arbeidsongeschikten 13% zich als heel ontevreden met hun inkomen. Het is duidelijk dat ons sociaal zekerheidsstelsel er niet in slaagt die categorieën van de bevolking een inkomen te geven waarmee een ruime meerderheid tevreden is. Werkloosheid en arbeidsongeschiktheid zijn belangrijke bronnen van ontevredenheid en ongelukkig zijn. De tevredenheid over de levensstandaard is misschien een beter criterium dan het inkomen als men wil oordelen over de beleving van de materiële condities waaronder de onderscheiden groepen moeten leven. Uit figuur 2 bleek ook al dat die tevredenheid veel sterker samenhangt met de geluksbeleving dan de tevredenheid met het inkomen. Van de meeste groepen zijn overweldigende meerderheden tevreden met hun levensstandaard. Studenten en jongeren die op zoek zijn naar hun eerste job, stellen het materieel uitstekend. Niet minder dan 97% is tevreden met hun levensstandaard. Van de werkenden is 95%, van de gepensioneerden 92% en van de huisvrouwen 90% tevreden met de levenstandaard. Vlaanderen is een rijke samenleving en in tegenstelling tot wat wel eens wordt beweerd, zijn de Vlamingen zich daarvan bewust. Zij drukken die ervaring alleszins uit in een hoge mate van tevredenheid. De mate van tevredenheid over de levensstandaard is zeer hoog bij de werkenden, de studenten, de huisvrouwen, maar ook bij de gepensioneerden. Slechts 1% van die laatsten is heel ontevreden over zijn levenstandaard. Pogingen om de levenstandaard te verbeteren moeten dus niet in de eerste plaats op die groepen worden gericht.

100 | Elchardus & Smits

Ook wat de levenstandaard betreft valt het grote verschil tussen die bevolkingsgroepen en de werklozen en de arbeidsongeschikten op. Van die laatste is zowat 75%, in de plaats van meer dan 90%, tevreden of zeer tevreden met de levensstandaard. Heel tevreden is slechts 8%. Het verschil tussen werkenden enerzijds, werklozen en arbeidsongeschikten anderzijds, is veel groter voor het inkomen dan voor de levensstandaard. Blijkbaar kunnen een aantal werklozen en arbeidsongeschikten terugvallen op andere middelen dan wat zij als hun inkomen beschouwen, of hebben zij hun verwachtingen al bijgesteld. Bij de werkenden ligt de tevredenheid met de levensstandaard 13% hoger dan de tevredenheid met het inkomen. Bij werklozen is het overeenkomstige verschil gelijk aan 58% en bij arbeidsongeschikten aan 41%. Het is duidelijk dat er bij deze groepen een buffer optreedt die maakt dat de tevredenheid met de levensstandaard veel (40 Ă 50%) hoger is dan de tevredenheid met het inkomen. Dat geldt ook al, maar in mindere mate voor gepensioneerden (25%) en studenten (33%). Neemt men tevredenheid als richtsnoer, dan dient zeker gewerkt aan de vervanginkomens van werklozen en arbeidsongeschikten. De kloof met de werkende bevolking is zeer groot. Het aantal mensen dat tevreden is met het inkomen ligt bij de werklozen en de arbeidsongeschikten respectievelijk 31 en 36 procentpunten lager dan bij de werkenden. Voor wat de levensstandaard betreft is het verschil 20 procentpunten. Die grote kloven wijzen er op dat de werkloosheidsvergoeding en de vergoeding voor ziekte en invaliditeit niet meer echt een verzekeringsrol vervullen. Zij kunnen zeker gelden als een blijk van solidariteit, maar slagen er niet in de getroffen groepen te behoeden tegen een sterke daling van tevredenheid met de levensstandaard.

8.2. Nog iets bijleren en promotie maken Terwijl de Vlamingen over het algemeen tevreden zijn met hun werk en met verschillende aspecten van hun werk, zijn velen ontevreden over de promotiekansen en de kansen die ze krijgen om iets bij te leren. Werk in Vlaanderen verschijnt met andere woorden als een bezigheid waarin heel wat mensen geen verdere kansen op ontplooiing zien, noch persoonlijk, noch carriĂ¨regewijs. Voor de werkende bevolking is de verdeling naar tevredenheid met de kansen tot bijleren opgenomen in tabellen 17 en 18. In tabel 17 wordt de relatie met de leeftijd gelegd, in tabel 18 met het onderwijsniveau. Met de mogelijkheid tot bijleren is slechts 58% van de werkende bevolking tevreden, en niet minder dan 21% expliciet ontevreden. De bestaande motivatie om bij te leren wordt duidelijk onderbenut en die onderbenutting leidt tot ontevredenheid. De mate van tevredenheid verschilt lichtjes over de leeftijdsgroepen. Zij is het hoogst voor de leeftijdsgroep 35-54. Het is

tevredenheid

101

mogelijk dat de jongeren meer kansen krijgen, en de 55-plussers zo’n kansen al niet meer of in mindere mate verwachten. Van de groep 35 tot 54-jarigen is niet minder dan 22% uitdrukkelijk ontevreden over de hen geboden kansen om iets bij te leren. Die vaststelling wijst erop dat onze economie haar zogeheten human resources onvoldoende benut. Naar onderwijsniveau tekenen zich eveneens verschillen af in de mate van tevredenheid (tabel 18). Naarmate het onderwijspeil stijgt zijn meer mensen tevreden over de kansen op bijscholing die zij krijgen. Vooral het verschil tussen hoger secundair en hoger onderwijs is groot. Het gebrek aan kansen om bij te leren wordt meer door laaggeschoolden ervaren. Dat wijst erop dat precies die werknemers het gevoel hebben minder kansen te krijgen dan zij zouden willen grijpen. Tabel 17: Tevredenheid met mogelijkheid bijleren, werkende bevolking (N=8676) (Rijpercentages)

4.9 5.9 6.2

14.3 16.1 8.9

niet ontevreden, niet tevreden 20.1 22.1 21.0

5.5

15.0

21.3

zeer eerder ontevreden ontevreden 18-34 jaar 35-54 jaar 55 en + Totaal (χ²=79.6; df=8; p=0.000)

eerder tevreden

Zeer tevreden

36.9 40.5 46.9

23.8 15.4 17.1

39.4

18.8

Tabel 18: Tevredenheid mogelijkheid bijleren, werkende bevolking (n=8676) (Rijpercentages) zeer eerder ontevreden ontevreden

niet ontevreden, niet tevreden

eerder tevreden

Zeer tevreden

Tot en met lager secundair onderwijs

6.9

15.5

24.0

39.4

14.2

hoger secundair onderwijs

5.9

16.0

21.2

38.0

19.0

Hogescholen & universitair onderwijs

3.9

13.7

19.0

41.4

21.9

Totaal (χ²=62.1; df=8; p=0.00)

5.5

15.1

21.2

39.5

18.8

Voor de werkende bevolking staat de tevredenheid met de promotiekansen, naar leeftijd en onderwijsniveau, beschreven in tabellen 19 en 20. Over de promotiekansen is slechts 42% te-

102 | Elchardus & Smits

vreden of zeer tevreden en 25% eerder ontevreden of zeer ontevreden. Naar leeftijd is er in dat opzicht geen verschil (tabel 19). Zelfs van bij de aanvang van de loopbaan (18-34 jaar) is 23% eerder of zeer ontevreden en slechts 45% tevreden of zeer tevreden over de promotiekansen. Tabel 19: Tevredenheid met kansen op promotie, werkende (n=8676) (Rijpercentages)

18-34 jaar 35-54 jaar 55 en + Totaal (ns)

zeer ontevreden

eerder ontevreden

niet on-tevreden, niet tevreden

eerder tevreden

Zeer tevreden

8.1 9.7 8.0 9.0

15.0 17.0 14.2 16.0

32.0 31.5 31.9 31.7

33.6 32.5 31.9 32.9

11.3 9.3 14.2 10.4

Tabel 20: Tevredenheid kansen op promotie, werkende bevolking (n=8676) (Rijpercentages) zeer ontevreden

eerder ontevreden

niet ontevreden, niet tevreden

eerder tevreden

Zeer tevreden

Tot en met lager secundair onderwijs

9.7

16.2

31.1

34.0

9.0

hoger secundair onderwijs

9.7

17.4

30.3

31.9

10.8

Hogescholen & universitair onderwijs

7.6

14.4

33.3

33.7

11.1

Totaal (χ²=18.8; df=8; p=0.016)

9.0

16.1

31.5

33.1

10.4

Ook naar onderwijsniveau tekent zich slechts een heel klein verschil af. Hoger opgeleiden zijn iets meer tevreden, maar de statistische significantie is, gegeven de grote steekproefomvang, twijfelachtig. De Vlaamse economie is er één waarin grote delen van de werkende bevolking een gebrek aan promotiekansen en aan kansen om bij te leren ervaart. Nagenoeg een kwart van de werkenden is daar ontevreden over. Die proportie varieert niet sterk naar leeftijd en onderwijspeil. Het werk is voor te veel mensen al te snel een eindstation. Iets dat men moet uitzitten, niet een kans om bij te leren en hoger op te geraken. Neemt men de proportie die tevreden of zeer tevreden is over de kansen tot bijleren en de promotiekansen als richtsnoer, dan kan men zeggen dat slechts de helft van de werkende Vlamingen perspectief ziet in het werk. De tevredenheid

tevredenheid

103

met het werk, maar ook de economie kan worden gediend met een meer uitdagend loopbaanperspectief en met betere kansen op levenslang leren.

9. Toch liever geld dan tijd De tevredenheid met de beschikbare of de vrije tijd is sterk leeftijdsgebonden. Dat blijkt zowel als ze gemeten wordt via de vraag naar tevredenheid met de beschikbare tijd (tabel 21 en Figuur 3) als via de wens tijdens de week- en werkdagen over meer vrije tijd te beschikken (tabel 22 en figuur 4). In beide gevallen zien we dat de tevredenheid met de beschikbare en de vrije tijd daalt als men het actieve leven instapt en maar pas terug gaat stijgen op de leeftijd waarop de arbeidsmarktexit frequent wordt, vanaf 55 dus. Dit is het inmiddels vertrouwde beeld van de “drukke leeftijd” of het “spitsuur van het leven” (Knulst en van Beek, 1990, Elchardus, 1996; Moens, 2006; Elchardus en Smits, 2007). De drukke leeftijd ontstaat omdat wij op een vrij smalle tijdsband (voor veel mensen gaande van de leeftijd van ongeveer 25 tot ongeveer 55) heel veel “taken” laten samenvallen: met twee uit werken gaan, een woning verwerven en in orde zetten, kinderen krijgen, een gezinsleven uitbouwen, beantwoorden aan de gangbare verwachtingen betreffende een goed, actief en bij de maatschappij betrokken leven, zowel voor zichzelf als voor de kinderen…(Elchardus & Glorieux, 1994; Van den Broek, Knulst et.al., 1999; Glorieux, Koelet et.al., 2001). Het is daarbij niet uitgesloten dat een verhoogde werkdruk nog verder bijdraagt tot de verzuchting naar vrije tijd tijdens de drukke leeftijd (zie hoger). Tussen de 26 en de 45 jaar is in elk geval bij de 30% heel ontevreden over de beschikbare tijd en wenst meer dan 40% meer vrije tijd tijdens de werkweek. De daaruit voortvloeiende vraag wordt nu dikwijls geformuleerd als een vraag naar een beter evenwicht tussen gezin en werk of als een verzuchting naar onthaasting (Geldof, 2001). Tabel 21: Tevredenheid met de beschikbare tijd naar leeftijd 16-25 jaar 26-35 jaar 36-45 jaar 46-55 jaar 56-65 jaar 66-75 jaar 76-85 jaar Totaal (χ²=657.8; df=12; p=0.00)

104 | Elchardus & Smits

(heel) ontevreden 16.9 29.8 30.0 22.6 8.8 6.6 5.6

tevreden 69.7 61.8 61.8 68.4 72.4 74.4 75.5

heel tevreden 13.4 8.4 8.2 9.0 18.8 18.9 18.9

20.1

67.6

12.3

Figuur 3: Tevredenheid met de beschikbare tijd over de levensloop T e v r e d e n h e i d m e t d e b e s c h i k b a r e t i jd ( % ) - S C V 1 9 9 6 - 2 0 0 6

1 0 0%

8 0%

6 0%

h e e l t e vr e d e n

t e vr e d e n 4 0%

( h e e l) o n t e vr e d e n

2 0%

1 6 -2 5

2 6- 35

36 -4 5

4 6-55

56 -6 5

6 6-7 5

76 -8 5

ja a r

T o ta a l

Tabel 22: Tevredenheid met de vrije tijd op een week- of werkdag naar leeftijd

16-25 jaar 26-35 jaar 36-45 jaar 46-55 jaar 56-65 jaar 66-75 jaar 76-85 jaar Totaal (Ď‡Â˛=1566.5; df=12; p=0.00)

liever minder vrije tijd 3.0 1.0 1.6 2.2 2.3 2.5 3.3 2.1

tevreden 64.5 53.7 56.0 65.5 86.0 91.4 92.0 68.5

liever meer vrije tijd 32.5 45.3 42.4 32.3 11.8 6.1 4.6 29.5

tevredenheid

105

Figuur 4: Tevredenheid met vrije tijd op weekdag naar leeftijd T e v r e d e n h e i d m e t v r i je t i jd o p w e e k d a g - S C V 1 9 9 6 - 2 0 0 6

1 00 % 90 % 80 % 70 % 60 %

lie ve r m e e r vr ije t ijd

50 %

t e vr e d e n 40 %

lie ve r m in d e r vr ije t ijd

30 % 20 % 10 % 0%

1 6-25

2 6 -3 5

36 -4 5

4 6-55

5 6 -6 5

66 -7 5

7 6-85

ja a r

T o ta a l

Deze vaststelling reikt een van de grote uitdagingen van onze samenleving aan: het herstructureren van de levensloop op zoâ€™n manier dat deze weer wat beter past bij het hedendaagse leven. Over de laatste vijftig jaar werd de levensduur spectaculair verlengd, met bij de 13 jaar. Tegelijkertijd ging de feitelijke pensioenleeftijd of exitleeftijd even spectaculair naar beneden, van bij de 64 naar bij de 57 jaar voor mannen. Van een samenleving van kostwinnaars en huisvrouwen, werd over ongeveer dezelfde periode overgestapt op een samenleving van tweeverdieners. De werkdruk dient niet zozeer per individu, maar per gezin of huishouden te worden bekeken. Bij het overstappen van een samenleving van kostwinnaars en huisvrouwen naar een samenleving van tweeverdieners, daalde de individuele werktijd gevoelig, van ongeveer 55 uur naar bij de 38 uur, maar steeg de werktijd per gezin van bij de 55 naar bij de 70 uur (Gerschuny, 1992; Elchardus, 1994). De groeiende behoefte aan opleiding werd grotendeels opgevangen door de initiĂŤle opleiding te verlengen en de studerenden langer te laten studeren. Die ontwikkelingen hebben ertoe bijgedragen dat een steeds kortere en steeds actievere levensfase geprangd zit tussen een uitdijende opleiding en een zeer lange post-actieve levensfase. Er dient dringend nagedacht over een structurering van de levensloop die opleiding, werk, vrije tijd en gezinstijd evenwichtiger over de levensloop spreidt. Per leeftijd is de tijdsdruk daarenboven niet gelijk verdeeld in de bevolking. Onze economie mobiliseert de tijd van hoogopgeleiden veel intenser dan die van laaggeschoolden (Elchardus,

106 | Elchardus & Smits

1996). Het mobiliseren van geschoolde arbeidskracht resulteert in een sterke samenhang tussen scholing enerzijds, tevredenheid met beschikbare tijd en inkomen anderzijds (zie tabel 23). Tabel 23: Percentage tevreden met tijd en geld naar onderwijsniveau (%)

Tevredenheid met tijd (heel) tevreden met beschikbare tijd (χ²=323.0; df=2; p=0.00) tevreden met VT op weekdag (χ²=735.3; df=2; p=0.00) Tevredenheid met geld (heel) tevreden met inkomen (χ²=258.9; df=9; p=0.00) (heel) tevreden met levensstandaard (χ²=130.1; df=2; p=0.00)

ten hoogste lager secundair

hoger secundair

hoger onderwijs

87.5

76.5

69.4

81.4

65.9

55.1

70.4

78.8

86.7

88.9

92.7

96.4

Van de mensen die hoger onderwijs hebben genoten is 96% tevreden of zeer tevreden met de levensstandaard, maar slechts 69% is tevreden met de beschikbare tijd. De laaggeschoolden daarentegen zijn minder tevreden met hun levensstandaard maar meer tevreden met de beschikbare tijd. Slechts 89% van de laaggeschoolden is tevreden met de levensstandaard, maar 88% is tevreden met de beschikbare tijd. We leven duidelijk in een samenleving waarin geld en tijd voor elkaar worden geruild. Velen dienen te kiezen tussen veel vrije tijd en weinig geld of weinig vrije tijd en veel geld. De term “kiezen” is in dit geval overigens niet echt gepast. Uit tabel 23 blijkt dat bij het sorteren van mensen in de verschillende groepen, een persoonlijke, overdachte keuze geen doorslaggevende rol speelt. Het bereikte onderwijsniveau bepaalt in grote mate waar men terecht komt. Naarmate het onderwijsniveau stijgt, daalt de tevredenheid met de beschikbare tijd en stijgt de tevredenheid met het inkomen en de levensstandaard. Hooggeschoolden worden in onze samenleving geleid naar een situatie waarin zij tevredenheid over de levensstandaard combineren met ontevredenheid over de beschikbare tijd; laaggeschoolden ervaren daarentegen een gebrek aan geld en een weelde aan tijd. De schoolloopbaan beslist in grote mate of men welstellend, maar met tijdsgebrek of daarentegen materieel bescheiden, maar met tijdscomfort leeft.

tevredenheid

107

Tabel 24: Geluk en algemene tevredenheid naar tevredenheid met levensstandaard en beschikbare tijd (heel) tevreden met beschikbare tijd

(heel) ontevreden beschikbare tijd

(heel) tevreden levensstandaard

Gemiddelde geluksscore: 77.4 op 100 (n=1146) Gemiddelde totale tevredenheidsscore: 76.1 op 100 (n=8324)

Gemiddelde geluksscore: 73.3 op 100 (n=251) Gemiddelde totale tevredenheidsscore: 69.8 op 100 (n=1906)

(heel) ontevreden levensstandaard

Gemiddelde geluksscore: 64.9 op 100 (n=94) Gemiddelde totale tevredenheidsscore: 58.4 op 100 (n=560)

Gemiddelde geluksscore: 60.1 op 100 (n=36) Gemiddelde totale tevredenheidsscore: 51.0 op 100 (n=254)

Geluksscore (èta²=10.6; p=0.00; gemiddelde=75.6); Tevredenheidsscore (èta²=16.8; p=0.00; gemiddelde=73.5) In tabel 24 wordt nagegaan of het beter is wat armer te zijn, maar met tijd, of rijker met tijdsgebrek. Dat wordt gedaan door de mensen te vergelijken die, enerzijds, tevreden zijn met hun levensstandaard, maar ontevreden over de beschikbare tijd, anderzijds, ontevreden zijn met hun levensstandaard, maar tevreden met hun beschikbare tijd. Het gaat dus niet om een objectieve vergelijking van inkomen en tijdsbesteding, maar om de subjectieve ervaringen van tijdsgebrek en geldgebrek. We vergelijken de geluksbeleving van de onderscheiden groepen (op de zeven-puntenschaal, omgescoord tot een schaal van 0 tot 100) en de algemene graad van levenstevredenheid (steunend op tevredenheid met de verschillende deeldomeinen). Uiteraard, wie tevreden is met zowel de levensstandaard als de beschikbare tijd is het gelukkigst, met 77.4 op 100 voor de geluksschaal en 76.1 op 100 voor de tevredenheidsschaal. Wie ontevreden is met zowel de levensstandaard als de beschikbare tijd, is, voorspelbaar, het minst gelukkig, met respectieve scores van 60.1 op 100 en 51.0 op 100. Belangwekkend is de vergelijking van de twee andere groepen. Daarbij stellen we vast dat de mensen die tevreden zijn met hun levensstandaard, maar ontevreden over de beschikbare tijd, merkelijk gelukkiger zijn dan de mensen die tevreden zijn met de beschikbare tijd, maar ontevreden met de levensstandaard. Het effect op het geluk van de tevredenheid met de levensstandaard is groter dan het effect van de beschikbare tijd. De mensen met geld, zonder tijd scoren 73.3 op 100 en 69.8 op 100, de mensen met tijd zonder geld 64.9 en 58.4. Als men voor die keuze wordt

108 | Elchardus & Smits

geplaatst, kiest men dus beter voor een bevredigende levenstandaard en een onbevredigende tijdsdruk, dan voor een onbevredigende levenstandaard en een bevredigende tijdsdruk. Uit tabel 23 blijkt ook dat de meeste mensen met voldoende kwalificaties om te kunnen kiezen, precies die keuze maken.

10. Besluit De algemene levenstevredenheid van de Vlamingen en de tevredenheid met de verschillende onderscheiden levensdomeinen is een stabiel gegeven. Vlamingen zijn niet meer of minder tevreden dan tien jaar terug. Hun tevredenheid vertoont over die tien jaar weliswaar een paar (beperkte) schommelingen. Daarvoor kan overigens niet meteen een verklaring worden aangewezen. Zij kunnen ook het gevolg zijn van steekproeffluctuaties en als dusdanig onbetekenend. Die vaststelling past bij het inmiddels gekende gegeven dat in rijke landen, zoals België, tevredenheid en geluk niet langer stijgen met economische groei. Zij worden afhankelijk van andere factoren. Precies daarom is er nood aan een specifiek tevredenheids- of geluksbeleid. Een belangrijk aspect van zo’n beleid is dat het de subjectieve beleving van de burgers als uitgangspunt en richtsnoer kiest. De stagnatie van de tevredenheid in Vlaanderen maakt duidelijk dat de mare van zo’n beleid hier nog niet is doorgedrongen. Of de Vlamingen tevreden zijn, kan op basis van gegevens over Vlaanderen alleen niet worden beoordeeld. Wil men iets zeggen over de tevredenheid van de Vlamingen dan dient men buiten de SCV-gegevens te treden en te vergelijken met andere regio’s in Europa. Zo’n vergelijkingen zijn mogelijk voor België, niet meteen voor Vlaanderen. Wat het geluk betreft neemt de Belg in Europa een middenpositie in. Het gemiddelde geluk van de Belg ligt nipt onder het gemiddelde geluk van de Europeaan. Omdat we weten dat de Vlamingen een beetje gelukkiger zijn dan de Walen, kunnen we aannemen dat de Vlamingen nipt wat gelukkiger zijn dan het gemiddelde van de Europeanen. Tenzij men de middelmaat als richtsnoer kiest, is er dus veel ruimte voor verbetering. Waarom sluit onze geluksbeleving niet aan bij die van de andere Benelux landen? Waarom verschilt ze niet meer van die van de relatief arme en ongelukkige landen als Portugal en Griekenland? Het lijkt aangewezen de zoektocht naar excellentie – waarom niet het gelukkigste land ter wereld worden? – in te zetten met het identificeren van de pijnpunten. Dat zijn die aspecten van het leven waarover een grote groep Vlamingen minder tevreden is. Wat het werk betreft zijn deze zeer duidelijk, ook al omdat de algemene tevredenheid met de job zo hoog is. Negen op de tien Vlamingen is tevreden met zijn of haar job in het algemeen.

tevredenheid

109

Over drie aspecten heerst echter relatief grote ontevredenheid: de werkdruk, de promotiekansen en de kansen om iets bij te leren. De laatste twee pijnpunten wijzen erop dat te veel Vlamingen op het werk een gebrek aan perspectief en uitdaging zien. Een gebrek aan promotiekansen wordt door velen al van bij de aanvang van de loopbaan ervaren. Kansen om iets bij te leren worden vooral gemist door laaggeschoolden en door mensen tussen de 35 en de 54. In onze economie worden leergierigheid en ambitie onderbenut. De ervaren werkdruk, een ander aspect waarover men minder tevreden is, draagt ook bij tot de vraag naar meer vrije tijd. Over de laatste tien jaar werd er in Vlaanderen geen toename van de effectieve individuele werktijd vastgesteld. Toch groeide de vraag naar vrije tijd tijdens de werkweek. Die toename kan ons inziens niet geheel aan autonoom stijgende (of onredelijke) verwachtingen worden geweten. Zij wordt aangezwengeld door de ervaren werkdruk en door de tijdsdruk in tweeverdienersgezinnen. In die gezinnen wordt, per gezin, veel meer werktijd geleverd dan vijftig jaar geleden. Daarenboven is er de zware concentratie van taken in het spitsuur van het leven. De oplossing voor de spanning die aldus ontstaat, zal uiteindelijk moeten komen van een betere verdeling van studie, werk en gezinslasten over de levenscyclus. We zijn geĂŤvolueerd naar een samenleving met een zeer lange post-actieve fase, ten koste van een sterke concentratie van taken in de drukke leeftijd. Dat leidt tot een samenleving waarvan de bevolking tussen de leeftijden van 18 en 75 per week en per hoofd minder dan 21 uur arbeid levert, maar waarin de mensen tussen de 26 en de 45 zo zwaar belast worden dat nagenoeg ĂŠĂŠn op drie van hen ontevreden of zeer ontevreden is over de beschikbare tijd. In een gewild absurde maatschappij-inrichting had men het niet gekker kunnen bedenken. Tijdsdruk en gebrek aan vrije tijd hebben overigens niet alleen met de leeftijd te maken. Op elke leeftijd zien we dat de hooggeschoolden worden gemobiliseerd: aangezet om, in ruil voor hogere lonen, lange uren te presteren. Daardoor ontstaat een patroon waardoor hooggeschoolden veel kans hebben tevreden of zeer tevreden te zijn met hun levensstandaard en ontevreden met de beschikbare tijd, terwijl laaggeschoolden tevreden zijn met de beschikbare tijd en ontevreden met hun levenstandaard. Vergelijkt men die groepen, dan stelt men vast dat geluk gemakkelijker haalbaar is onder tijdsdruk, maar met een levensstandaard die genoegdoening geeft, dan in een situatie gekenmerkt door ontevredenheid over de levensstandaard en tevredenheid over de tijdsdruk. Een politiek van het geluk moet streven naar een ontlasting van de drukke leeftijd, maar het verzekeren van een levenstandaard die voldoening schenkt verschijnt toch als de hoogste prioriteit. Het blijkt gemakkelijker het geluk te vinden in de drukte dan in de armoede. Die vaststelling sluit wonderwel aan bij het pad dat de westerse beschaving bij het begin van de 20ste eeuw resoluut is ingeslagen. Wij hebben onze wetenschappelijke en technische vooruitgang in veel grotere

110 | Elchardus & Smits

mate aangewend om de welvaart te verhogen dan om de werktijd en de tijdsdruk te verlichten. Vandaar ook dat de proportie die tevreden is met de levensstandaard veel hoger ligt dan de proportie die tevreden is met de tijdsdruk. De tijd die door technologische vooruitgang kon worden vrijgemaakt, gebruiken we daarenboven slechts in geringe mate om de actieve levensfase te verlichten. We concentreren hem heel sterk in de lang uitgerokken pre-actieve en post-actieve fases. Daardoor groeit in de actieve bevolking een relatief grote groep die tevreden is met zijn levenstandaard, maar ontevreden over de tijdsdruk. Beoordeeld op basis van de bijdrage aan de gelukservaring, valt die toestand te verkiezen boven ontevredenheid over de levensstandaard. Het is trouwens opvallend dat als de tevredenheid met verschillende levensdomeinen wordt bekeken, de levenstandaard en het inkomen, naast de beschikbare tijd, de aspecten zijn waarover de Vlamingen relatief, vergeleken met de andere domeinen, minder tevreden zijn. Die ontevredenheid leeft vooral in twee groepen: langdurig zieken en arbeidsongeschikten enerzijds, werklozen anderzijds. Van de werkenden is 84% tevreden met het inkomen en 95% met de levenstandaard; van de gepensioneerden en de bruggepensioneerden is 73% tevreden met het (vervang)inkomen en 92% met de levenstandaard. De tevredenheid met de levensstandaard ligt bij de gepensioneerden en de bruggepensioneerden dus nagenoeg even hoog als bij de werkenden. Zelfs van de studenten en de mensen op zoek naar hun eerste job, is 97% tevreden met de levensstandaard. Het gaat dan doorgaans om de levenstandaard van hun ouders. Van de langdurig zieken en invaliden is daarentegen slechts 53% tevreden met het (vervang)inkomen en 74% met de levensstandaard; van de werklozen is 48% tevreden met het (vervang)inkomen en 76% met de levenstandaard. De verschillen tussen de tevredenheid met de levensstandaard van de langdurig zieken, invaliden en werklozen enerzijds, de rest van de bevolking anderzijds, is zeer groot. Langdurig zieken, invaliden en werklozen worden in grote getallen uitgesloten van onze welvaart. In het geval van werklozen kan worden geargumenteerd dat het vinden van werk de beste remedie is tegen die uitsluiting. Toch zou zelfs een doortastend activeringsbeleid geen reden mogen zijn om werkwillige en werkzoekende werklozen uit te sluiten van een levensstandaard die in onze samenleving tot tevredenheid leidt. Dat dit gebeurt met langdurig zieken en invaliden, dienen we te beschouwen als een schandaal. Het verhogen van hun inkomen dient in het licht van deze analyse te worden beschouwd als de grootste prioriteit van een geluksbeleid.

Bibliografie Arthaud-Day, M. L., J. C. Rode, et al. (2005), The Subjective Well-Being Construct: A Test of its Convergent, Discriminant, and Factorial Validity, Social Indicators Research, 74: 445-476. Delhey, J. (2004), Life satisfaction in an enlarged Europe. Luxembourg, European Foundation for the Improvement of Living and Working Conditions: 76.

tevredenheid

111

De Witte, H., Hooge, H., J. Vandoorne & I. Glorieux (2001), Prettig werken in een gezonde samenleving. Omvang, verschillen en gevolgen van arbeidstevredenheid in Vlaanderen, pp. 73-97 in Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap, Vlaanderen Gepeild! De Vlaamse overheid en burgeronderzoek, Brussel: Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap. Elchardus, M. & I.Glorieux (1994), The search for the invisible 8 hours. The gendered use of time, Time and Society, 3(1): 5-27. Elchardus, M. en I. Glorieux (1995) Niet aan de arbeid voorbij. De werkloosheidservaring als reflectie over arbeid, solidariteit en sociale cohesie. Koning Boudewijnstichting en VUBPress, Brussel. Elchardus, M. & J. Cohen (2003), Gedrag en verwachtingen in verband met het einde van de loopbaan. Deelrapport 2. De levensloop en de pensioentransitie in BelgiĂŤ. Onderzoeksgroep TOR, Vakgroep Sociologie, Vrije Universiteit Brussel, 2003. Elchardus, M. & W. Smits (2007), Het grootste geluk, Tielt: LannooCampus. Elchardus, M. (1994), De halfslachtige secularisering van de tijd, pp. 25-43 in M. Elchardus (eds.), Op de ruĂŻnes van de waarheid, Leuven: Kritak Elchardus, M. (1996), De gemobiliseerde samenleving. Tussen de oude en een nieuwe ordening van de tijd, Verslag aan de Koning Boudewijnstichting: 145 blz. Elchardus, M. & J.Cohen (2004), Vroege exit, wensen en gedrag met betrekking tot het loopbaaneinde, Onderzoeksgroep TOR, Vrije Universiteit Brussel. Fahey, T. & E. Smith (2004), Do Subjective Indicators Measure Welfare, European Societies, 6(1): 5-27. Frey, B. S. & A. Stutzer (2002), What can economist learn from happiness research?, Journal of economic literature XL: 402-435. Geldof, D. (2001), Onthaasting: op zoek naar tijd in de risicomaatschapij, Antwerpen: Houtekiet. Gershuny, J. (1992), Are we running out of time?, Futures, 24(1): 3-22. Glorieux, I., J. Minnen & J. Vandeweyer (2005), De tijd staat niet stil. Veranderingen in de tijdsbesteding van Vlamingen tussen 1999 en 2004. Onderzoeksgroep TOR, Vakgroep Sociologie, Vrije Universiteit Brussel. Glorieux, I., Mestdag, I. & Minnen, J. (2007), Working less in exchange for more temporal flexibility? Changing work schedules in Belgium between 1966 and 1999, accepted for publication. Glorieux, I., S. Koelet, I. Mestdag, M. Moens, J. Minnen & J. Vandeweyer (2006), De 24 uur van Vlaanderen. Het dagelijkse leven van minuut tot minuut. Tielt: LannooCampus. Glorieux, Koelet, et.al. (2001), Vlamingen in tienduizend en tachtig minuten: een tijdsbudgetonderzoek, pp. 157-184 in J. Lemaitre & H. Van Geel (eds.), Vlaanderen gepeild! De Vlaamse overheid en burgeronderzoek 2001, Brussel: Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap. Kahneman, D. (1999), Objective Happiness, in D.Kahneman, E. Diener & N. Schwarz (eds.), Wellbeing: The Foundations of Hedonistic Psychology, New York: Russell Sage Foundation. Keys, C., Shmotkin, D & C. Ryff (2002), Optimizing well-being: The empirical encounter of two traditions, Journal of Personality and Social Psychology, 82: 1007-22.

112 | Elchardus & Smits

Knulst, W. & P. van Beek (1990), Tijd komt met de jaren, Rijkswijk/Den Haag: VUGA. Layard, R. (2005), Happiness. Lessons from a New Science, London: Penguin. Moens, M. (2006), Handelen onder druk. Een sociologische analyse van tijdsdruk als meervoudige ervaring, Doctoraal proefschrift, Onderzoeksgroep TOR, Vakgroep Sociologie, Vrije Universiteit Brussel, Brussel Van den Broek, A., W. Knulst et.al. (1999), Naar andere tijden. Tijdsbesteding en tijdsordening in Nederland, 1975-1995. Den Haag: Sociaal Cultreel Planbureau. Veenhoven, R. (2000), The Four Qualities of Life. Ordening Concepts and Measures of the Good Life. Journal of Happiness Studies, 1: 1-39. Veenhoven, R. (2002), Het grootste geluk voor het grootste aantal. Geluk als richtsnoer voor beleid. Sociale Wetenschappen 4: 1-43. Verlet, D. & H. Van Geel (2005). Over containerbegrippen en hun validiteit voor onderzoek. Het begrip levenskwaliteit als case. Brussel, Administratie Planning en Statistiek, Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap: 40.

tevredenheid

113

Wie participeert er (toch)? Patronen en factoren van verwachte en onverwachte participatie aan het verenigingsleven in Vlaanderen Caroline Gijselinckx & Maxime Loose• Hoger Instituut voor de Arbeid, K.U.Leuven

1. Inleiding Op vrijdag 10 november 2006 werd de Vlaamse regering – om het met de woorden van de Verenigde Verenigingen te zeggen – ‘uit haar kot gehaald’. Een charter dat de samenwerking tussen het middenveld en de Vlaamse regering officieel bevestigt, werd toen ondertekend. Hiermee geeft de Vlaamse regering het belang te kennen dat ze hecht aan het verenigingsleven en haar maatschappelijke rol. Omgekeerd geeft het verenigingsleven expliciet uiting aan haar maatschappelijk engagement: het bevorderen van sociale cohesie en integratie, van democratisch en actief burgerschap en zin voor diversiteit. De literatuur met betrekking tot het verenigingsleven, het middenveld en actief burgerschap onderschrijft de legitimiteit van dit wederzijdse engagement. Het middenveld fungeert als ‘bemiddelaar’ tussen burger en overheid, als vertolker van wat leeft bij de bevolking in voor de politiek begrijpbare taal, maar ook als vormer en aggregator van de publieke opinie (Elchardus e.a. 2001). Het idee dat een dynamisch verenigingsleven positief werkt voor de burger, de staat en zelfs de economie werd reeds meer dan 150 jaar geleden geformuleerd door Alexis de Tocqueville (Stolle 1999; Coffé 2002). In zijn boek ‘Making democracy work’ (1993) herinnert Robert Putnam ons aan deze these. Ook in Vlaams onderzoek (zie o.a Billiet 1998; Elchardus e.a. 2001; Hooghe 2003) komt het positieve verband tussen participatie aan het verenigingsleven enerzijds en de aanwezigheid van waarden en attitudes zoals een democratische ingesteldheid, actief burgerschap, vertrouwen in de maatschappelijke instellingen en het overwinnen van individuele politieke machteloosheid anderzijds naar boven. Over de richting van het causaal verband tussen verenigingsparticipatie enerzijds en de attitudes en waarden van de leden anderzijds kan men zich tot dusver niet uitspreken (Elchardus e.a. 2001; Dekker 2002). Mogelijks trekken verenigingen een bepaald soort van mensen aan, mogelijks dragen ze ook bij tot de (verdere) vorming van levenshoudingen en –waarden. In het eerste geval spreekt men van een ‘selectie-effect’, in het tweede geval van een

114 | Gijselinckx & Loose

‘socialisatie-effect’ (Hooghe 2002; Stolle 1999). Wellicht gaat het om wisselwerking tussen beide. Niet iedereen is geneigd tot eender welke vereniging toe te treden. Anderzijds dragen diegenen die hier wel toe geneigd zijn hun eigen waarden, voorkeuren, besognes etc. mee en worden deze wellicht versterkt, verscherpt of geactiveerd doorheen hun participatie aan het verenigingsleven. Opeenvolgende onderzoeken in Vlaanderen, zowel als in andere landen, suggereren dat niet iedereen aan het verenigingsleven deelneemt en dat verenigingsparticipatie eerder een elitaire dan een egalitaire activiteit lijkt te zijn. Iets wat overigens ook het geval zou blijken voor participatie aan een sportvereniging. Een vaststelling die indruist tegen de vaak gehoorde veronderstelling dat sportverenigingen eerder democratische aangelegenheden zijn waaraan ook lagere opleidings- en inkomenscategorieën deelnemen (Elchardus e.a. 2001). Dit alles leidt Hooghe (2003, 41) ertoe te stellen dat ‘het middenveld dan wel democratische functies kan vervullen, maar dat dit niet betekent dat alle bevolkingsgroepen even sterk deelnemen aan het verenigingsleven.’ Telkens opnieuw wordt in sociologisch onderzoek vastgesteld dat er een verband bestaat tussen de scholingsgraad en het levensbeschouwelijk engagement van de respondent enerzijds en zijn of haar participatiekans anderzijds. De groep van, wat men beschouwt als, laaggeschoolden blijkt daarbij een kleinere kans op participatie te kennen dan de groep van hooggeschoolden. In die zin spreekt Hooghe (2003) van een cumulatielogica: degenen die reeds meer kansen kregen op het vlak van onderwijs, inkomensverdeling en culturele vaardigheden, blijken opnieuw meer kansen te hebben in het verenigingsleven. Ook blijkt steeds opnieuw dat levensbeschouwelijk geëngageerden gemakkelijker hun weg vinden naar het verenigingsleven. In dit artikel zullen we dan ook focussen op deze twee groepen, waarvan we op basis van de literatuur verwachten dat ze eerder niet zullen participeren. Hierbij operationaliseren we ‘levensbeschouwelijk engagement’ enkel als regelmatige kerkpraktijk. Immers, hoewel andersgelovigen en vrijzinnigen ook al dan niet regelmatig aan levensbeschouwelijke erediensten

participatie aan het verenigingsleven

115

kunnen deelnemen, is de vraag in de SCV-survey dusdanig geformuleerd dat de antwoordcategorieën deze groepen van levensbeschouwelijk betrokkenen niet erg aanspreken. In een gecombineerde variabele, zoals bv. Hooghe e.a. (2001) die gebruiken, wordt de levensbeschouwelijke praktijk ook de facto enkel gemeten voor de christelijke of katholieke gelovigen. Deze bijdrage is als volgt opgebouwd. Vooreerst presenteren we een analyse van de globale patronen van participatie aan het verenigingsleven, zoals ze voor de totale populatie uit de survey naar voren komen. Vervolgens gaan we na of we verschillen in participatie terugvinden tussen die sociale categorieën die volgens de modellen van Elchardus e.a. (2001), Hooghe e.a. (2001) en Hooghe (2003) te vinden zullen zijn tussen de zogenaamd ‘verwachte’ en ‘onverwachte’ participanten, met name tussen de categorieën van laaggeschoolden en van niet regelmatig kerkelijk praktiserenden. Hoe groot is de participatiekans in deze categorieën in vergelijking met de globale participatiekans en in vergelijking met de kans van de complementaire categorieën? Tot slot construeren we multivariate logistische regressiemodellen voor participatie, waarbij we de effecten van scholingsniveau en kerkelijke praktijk analyseren, gecontroleerd voor elkaar, alsook voor de hoeveelheid tijd (gemeten als de hoeveelheid vrije tijd op een gewone werkdag) en geld (gemeten als gezinsinkomen) en de arbeidsmarktpositie van de respondenten. Tijd, geld en arbeidsmarktpositie zijn, naast scholing en kerkelijke betrokkenheid elementen die prominent figureren in het model dat Brady, Verba en Schlozman (1995) naar voren schuiven ter verklaring van politieke participatie. Hoewel dit model opgesteld werd om politieke participatie te verklaren en verenigingsparticipatie in feite een van de verklaringen is voor deze politieke participatie – als een van de loci voor het opbouwen van de noodzakelijke civiele vaardigheden, menen we dat het ook ingezet kan worden als kader voor het verklaren van participatie aan het verenigingsleven. Brady, Verba en Schlozman vertrekken immers vanuit de vraag ‘waarom participeren individuen?’ Drie antwoordmogelijkheden komen naar boven wanneer men respondenten deze vraag stelt: (1) omdat ze niet kunnen, (2) omdat ze niet willen of (3) omdat niemand het hun gevraagd heeft. Deze drie elementen vormen de kern van hun model voor de verklaring van politieke participatie. Ze verwijzen naar de bronnen, de motivaties en de sociale newerken die de participatie aan het politieke leven zouden beïnvloeden. Deze elementen kunnen evenwel ook toegepast worden op een model voor de verklaring van participatie aan het verenigingsleven (zie bvb. Bekkers, 2005). We zullen argumenteren dat we de analyses beperken tot de bronnen-kant van het verhaal. Naast de ‘bronnen’ voor participatie, nemen we ook geslacht en leeftijd ter controle op in het model.

116 | Gijselinckx & Loose

In een vergelijkende analyse van het verklaringsmodel voor de totale populatie met de modellen voor de onderscheiden sociale categorieën van laag- en hooggeschoolden en niet versus wel regelmatig kerkelijk praktiserenden, gaan we na af of de gegeven verklaringen voor participatie mogelijks op een andere wijze doorwerken binnen de afgebakende bevolkingsgroepen. Blijven de effecten significant? Verlopen ze in dezelfde richting? Duiken er andere effecten op in de onderscheiden categorieën? Op deze wijze hopen we enerzijds beter te begrijpen waarom bepaalde groepen meer en andere minder goed blijken vertegenwoordigd te zijn in het verenigingsleven. Anderzijds hopen we dat deze werkwijze ons meer vertelt over hoe of waar bepaalde, vaak gehanteerde variabelen een impact hebben op de deelname aan het verenigingsleven. Voor onze analyses maken we gebruik van de gegevens die beschikbaar gesteld worden via de ‘Survey- Sociale en Culturele verschuivingen in Vlaanderen’ (verder afgekort als SCV-survey), die georganiseerd wordt door de Studiedienst van de Vlaamse Regering. Sinds 1996 organiseert de studiedienst jaarlijks deze bevraging bij een representatieve steekproef van de Nederlandstalige bevolking met Belgische nationaliteit tussen 18 en 85 jaar in het Vlaamse Gewest of Brussel. Daarbij wordt gepeild naar waarden, houdingen en gedragingen die betrekking hebben op relevante beleidsgerichte of maatschappelijke thema’s. Wij doen een beroep op de meest recent afgenomen survey, waarvan de data beschikbaar waren op het moment van het onderzoek, namelijk deze van 2005.

2. Het Civic Voluntarism Model (CVM) van Brady, Verba en Schlozman. Het theoretisch kader voor onze analyses wordt dus geïnspireerd door het ‘Civic Voluntarism Model’ (CVM) van Brady, Verba en Schlozman. (1995). Met dit model trachten Verba e.a.een verklaring te vinden voor het deelnemen aan het politieke leven. Brady, Verba en Schlozman (1995) vertrekken vanuit de vraag ‘waarom participeren individuen?’ Drie antwoordmogelijkheden komen naar boven wanneer men respondenten deze vraag stelt: (1) omdat ze niet kunnen, (2) omdat ze niet willen of (3) omdat niemand het hun gevraag heeft. Deze drie elementen vormen meteen de kern van hun model voor de verklaring van politieke participatie. Ze kunnen evenwel ook toegepast worden op een model voor de verklaring van participatie aan het verenigingsleven (zie bvb. Bekkers, 2005). “Omdat ze niet kunnen”, verwijst naar de vaststelling dat men om deel te nemen aan het verenigingsleven middelen nodig heeft. Een eerste evidente en noodzakelijke ‘bron’ is tijd. Het verenigingsleven vraagt letterlijk tijd. Het is eenvoudigweg onmogelijk om zich in te zetten voor een vereniging zonder er tijd aan te besteden. Een tweede belangrijke bron betreft financiële middelen. Geld wordt dan beschouwd als een middel om deel te nemen aan het verenigings-

participatie aan het verenigingsleven

117

leven. Zo is bijvoorbeeld het lidmaatschap van een vereniging vaak enkel mogelijk in ruil voor geld of brengt de loutere deelname aan activiteiten van verenigingen bepaalde financiële kosten met zich mee (vervoer, aangepaste kledij, gepast materiaal, drinkgeld,...). Ten slotte wijzen Verba et al. (2001) erop dat men nood heeft aan bepaalde (burgerlijke) vaardigheden om te kunnen deelnemen aan het verenigingsleven. Het gaat om vaardigheden zoals kunnen in groep werken, communiceren, ... personen die deze vaardigheden kunnen inzetten zullen minder gehinderd zijn om deel te nemen aan het verenigingsleven dat in wezen steeds een groepsgebeuren is. Het verenigingsleven vraagt dus aan individuen om bepaalde middelen te investeren in haar activiteiten. “Niet willen” verwijst naar een afwezigheid van wat Brady e.a. (1995) benoemen als, een gebrek aan psychologisch engagement. Het gaat om een gebrek aan persoonlijke motivatie om deel te nemen aan het verenigingsleven. Het gaat om redenen zoals geen nood aan, geen wens tot, geen zin in... “Omdat niemand het hun gevraagd heeft” verwijst tenslotte naar de inbedding van het individu in sociale netwerken. Immers gevraagd worden om deel te nemen aan het verenigingsleven, blijkt een van de meeste belangrijke verklarende variabelen van participatiegedrag. Vice versa zal de mate waarin men geïsoleerd is van rekruteringsnetwerken via dewelke men gevraagd wordt tot deelname een belangrijke verklaring bieden voor het niet participeren. In dit geval gaat het dus om de invloed van ‘sociaal kapitaal’ in de zin van inbedding in formele en informele netwerken en de mate waarin men langs deze weg letterlijk aangesproken kan worden om deel te nemen aan het verenigingsleven. Hoe kunnen bovenstaande componenten een verklaring bieden voor ongelijke participatieniveaus? Het antwoord daarop bestaat erin dat bronnen, motivaties en sociaal kapitaal ongelijk verdeeld zijn over individuen. Daarenboven kunnen verschillende bronnen, motivaties en vormen van sociaal kapitaal op een verschillende wijze een impact hebben. We bespreken hierna de drie genoemde aspecten van het CVM, als mogelijke verklaring voor de lagere participatiekans van laaggeschoolden en/of niet kerkelijk geëngageerden.

2.1 Bronnen Verba e.a (2001) stellen dat de oorsprong van de bronnen terug te vinden zijn in de fundamentele betrokkenheid van individuen in belangrijkste sociale instituties. Ervaringen in de familie, op school, op de werkplaats en in vrijwilligersorganisaties beïnvloeden de persoonlijke voorraad aan tijd, geld en civiele vaardigheden. Deze ervaringen in de diverse levenssferen

118 | Gijselinckx & Loose

beschouwen ze als een functie van de sociaal gestructureerde omstandigheden en de beperkte levenskeuzes van individuen.

2.1.1 Civiele vaardigheden Wat betreft het verwerven van civiele vaardigheden stellen Brady e.a. (1995) dat het verwerven ervan reeds vroeg in het leven begint, onder andere thuis maar voornamelijk op school. Het verwerven van vaardigheden houdt echter niet op met het verlaten van de schoolbanken. Vaardigheden relevant voor het (politieke) verenigingsleven kunnen namelijk ook verworven en verscherpt worden in bepaalde levenssferen van het volwassen leven. Voor die levenssferen verwijzen Verba e.a. (2001) naar de arbeidsplaats, vrijwillige verenigingen en de ‘kerk’. Hieruit kunnen we de verwachting afleiden dat lagergeschoolden een lagere participatiekans hebben omdat zij bij het verlaten van de schoolbanken over minder ‘civiele vaardigheden’ zouden beschikken dan de hooggeschoolden. Daarenboven is er volgens Hooghe (2003) sprake van een ‘cumulatielogica’ (Hooghe, 2003). Dat wil zeggen dat degenen die tijdens hun schoolcarrière meer civiele vaardigheden verwierven, daarna ook meer kansen krijgen om deze vaardigheden te benutten en aldus aan te scherpen. Brady e.a. (1995) stellen inderdaad vast dat binnen bepaalde levenssferen dit cumulatieeffect terug te vinden is. Hooggeschoolden hebben slechts een klein voordeel, ten opzichte van lager geschoolden, om een job te verwerven. Maar binnen de groep van degenen die een beroep uitoefenen, krijgen de ‘beter-geschoolden’ een betere kans om civiele vaardigheden zoals organisationele en communicatievaardigheden aan te scherpen. De arbeidsplaats blijkt dus de initiële socio-economische voordelen te versterken. Hooghe (2003) verwijst naar wat Wilson en Musick (1997) een ‘spill over-effect’ noemen, de vaardigheden en rollen die verworven worden op de arbeidsmarkt zorgen ervoor dat hogere sociale klassen gemakkelijker een betekenisvolle rol kunnen spelen in het vrijwilligersleven. Kerken zouden het meest egalitair zijn in het bieden van kansen tot het aanscherpen en verwerven van civiele vaardigheden. Ze blijken egalitair in twee opzichten: (1) Kerken blijken alle lagen van de bevolking aan te spreken, en blijken dus niet te discrimineren op basis van socio-economische achtergronden zoals scholingsgraad. (2) Onder de kerkgangers blijkt er weinig stratificatie vastgesteld te worden in termen van wie zich kan engageren in activiteiten die civiele vaardigheden vereisen zoals het maken van een ‘speech’ of het organiseren van een vergadering. Gezien het CVM-model ontwikkeld werd ter verklaring van politieke participatie, beschouwen Verba e.a. (2001) ook het niet-politieke verenigingsleven als een plaats waar men civiele

participatie aan het verenigingsleven

119

vaardigheden kan aanleren en aanscherpen. Ook hier blijkt de cumulatiethese van tel te zijn. Immers gezien de hooggeschoolden vaker deelnemen aan dat verenigingsleven, wordt via deze weg de voorsprong van hooggeschoolden versterkt. Echter indien we enkel de leden van verenigingen beschouwen dan blijkt dat aan alle leden relatief gelijke kansen geboden worden om civiele vaardigheden te oefenen. Het verenigingsleven lijkt dus elitair bij het aanwerven, maar egalitair in het aanbieden van leerkansen aan haar leden.

2.1.2 Tijd en geld Om tijd en geld bij te kunnen dragen moet je tijd en geld bezitten. Het inkomen van een individu is een aspect van zijn sociaal economische status, en is dus per definitie ongelijk verdeeld over de verschillende sociaal-economische klassen. Daarenboven, zo stellen Brady e.a. (2001), is het zo dat degenen die een hoger opleidingsniveau bezitten een hogere kans hebben op jobs met een ‘hogere status’ en dus ook een grotere kans hebben op een hoger inkomen. Opnieuw speelt hier dus de cumulatielogica. Het bezit van beschikbare tijd is min of meer gelijk verdeeld over het sociale spectrum. De beschikbaarheid van tijd blijkt niet samen te hangen met de sociale klasse waartoe men behoort. Beschikbaarheid van tijd wordt beïnvloedt door ‘levensomstandigheden’ zoals het hebben van een job, deel uit maken van een gezin van tweeverdieners, kinderen... Hooghe (2001) en ook Glorieux e.a (2001) spreken in dat verband over de drukke leeftijd en ook het fenomeen van de vermenigvuldiging van tijd. Met drukke leeftijd wordt verwezen naar het fenomeen dat de loopbaanuitbouw en de gezinsontwikkeling beiden voornamelijk geconcentreerd zijn in de relatief korte leeftijdsfase van 20 à 25 tot 50 à 55 jaar. Met het fenomeen van vermenigvuldiging van tijd wordt erop gewezen dat het verband tussen hoeveelheid vrije tijd en mogelijke inzet in het verenigingsleven niet noodzakelijk rechtlijnig is. Eenvoudig gezegd bestaat het mechanisme erin dat degenen die meer tijd dienen te investeren, hun tijd efficiënter lijken te beheren, en dat degenen met veel tijd dat minder efficiënt doen. Degenen die een bepaald engagement opnemen, hun tijdsdruk verhogen, zullen hun tijdsordening daarop afstemmen. Daarenboven betekent een aangegaan engagement een grotere kans op een ander engagement, waardoor de tijdsordening zich opnieuw aanpast en ruimte schept voor nieuwe engagementen. Op basis van dat mechanisme wordt verwacht dat participatie laag zal zijn, indien de tijdsdruk laag is, deze zal toenemen tot een bepaald punt als de tijdsdruk toeneemt om daarna af te nemen.

120 | Gijselinckx & Loose

2.2.2 Sociale netwerken We wezen er reeds op dat de mate waarin iemand ingebed is in bepaalde sociale netwerken een impact heeft op de kans of hij al dan niet zal gevraagd worden om deel te nemen aan het verenigingsleven. Bekkers (2004) wijst erop dat wie zich in een netwerk bevindt waarin meer vrijwilligers te vinden zijn, vaker zal gevraagd worden om te participeren. Dit geeft aanleiding tot de verwachting dat mensen met grotere sociale netwerken meer kans lopen om gevraagd te worden. Bilsen en Dewitte (2001) verwijzen in dat verband naar de vaststelling van Klandermans (1997) dat deze laatste groep gemakkelijker bereikbaar is voor mobilisatienetwerken. De mate van deze vorm van sociaal kapitaal zal van persoon tot persoon verschillen, maar zal ook beïnvloed worden door gemaakte levenskeuzes en ‘ondergane’ gebeurtenissen. We stelden ook reeds dat de cumulatielogica, die Hooghe (2003) benoemde, hierin een sterke rol speelt. We kunnen immers stellen dat bepaalde socio-economische kenmerken toegang geven tot bepaalde netwerken, en andere deuren eerder gesloten houden. Bepaalde levenssferen werven eerder selectief binnen bepaalde sociaal-economische groepen (Brady, Verba & Schlozman 1995).

2.2.3 Motivaties Tot slot zal ook het psychologisch engagement ten aanzien van het verenigingsleven verschillen van persoon tot persoon en afhankelijk zijn van het type van vereniging. Diverse studies (zie o.a. Yeung 2004, Penner & Finkelstein 1998) wijzen erop dat individuen verschillende motivaties kennen om aan het verenigingsleven deel te nemen. Deze motivaties variëren van een zekere mate van eigenbelang tot puur altruïsme. Daarenboven is het zo dat verschillende verenigingen verschillende motieven aanspreken. Lid worden van een sportvereniging veronderstelt waarschijnlijk, maar niet noodzakelijk, een andere motivatie dan lid worden van een helpende vereniging zoals het Rode Kruis.

2.3 Tot slot, de nadruk op bronnen Verba e.a. (2001) benadrukken dat de drie componenten van het CVM-model belangrijk zijn. Omwille van diverse redenen leggen zij echter een grotere nadruk op de bronnen die participatie faciliteren. Ook wij zullen in onze analyses voornamelijk de focus leggen op mogelijke bronnen van participatie. Verba e.a (2000) tonen aan dat een benadering vanuit motivaties niet eenvoudig toelaat om participatieverschillen te verklaren. Uit de literatuur komen immers heel wat mogelijke moti-

participatie aan het verenigingsleven

121

vaties naar voor die kunnen bijdragen tot een verklaring van participatiegedrag. Daarenboven blijkt uit de literatuur dat er grote individuele verschillen kunnen vastgesteld worden tussen de genoemd motivaties om te participeren (zie o.a. Yeung, 2004 en Verba e.a 2000). Dit alles leidt er toe dat het niet eenvoudig is om motieven op te nemen in een statistisch verklaringsmodel van participatiegedrag. Verba e.a. (2000) maakten deze oefening in het kader van ‘rationele actiemodellen’ en kwamen tot het besluit dat als de mogelijke voordelen van vrijwilligerswerk te streng gedefinieerd werden de theorie testbaar maar verkeerd bleek te zijn. Als men de motieven echter te breed omschrijft dan kan de theorie niet meer gefalsificeerd worden. Immers, overal waar activiteit is, dienen er voldoende nagestreefde voordelen (motieven) aanwezig te zijn om gemaakte investeringen te verantwoorden. Dat betekent uiteraard niet dat het zoeken naar motivaties van vrijwilligers een zinloze taak is. Het betekent wel dat het niet eenvoudig is vanuit een motivatiebenadering te komen tot een verklaring van geobserveerde participatieverschillen. Daarenboven is het zo dat het eenduidig meten van motivaties geen eenvoudige zaak is. Voor dit artikel is het daarenboven zo dat we gebruik maken van een dataset (SCV-2005) dat zich hoofdzakelijk richt ‘sociologische’ informatie. We beschikken dus niet over motivationele informatie. Wat betreft sociale netwerken en het rekruteringspotentieel ervan stuiten we op een ander probleem, waardoor het voor dit artikel niet zinvol is deze variabelen op te nemen in onze analyses. Om een duidelijk inzicht te krijgen in de effecten van sociale netwerken en rekruteringspotentieel ervan dienen we gebruik te maken van andere informatie van eerder longitudinale aard. Hoewel binnen de SCV-dataset boeiende informatie beschikbaar is over de sterkte van sociale netwerken waarin individuen zich bevinden, laat de dataset niet toe om uitspraken te doen over de impact van het sociale netwerk op de participatiekans. Immers gezien de sterkte van het sociale netwerk en de participatie aan het verenigingsleven op éénzelfde moment gemeten worden, treedt er onvermijdelijk, zoals we verder uitéénzetten, een simultaniteitsprobleem op. Zo zou het ‘ontmoeten van veel vrienden’ immers heel goed kunnen verklaard worden doordat men actief is in het verenigingsleven, een ontmoetingsplaats bij uitstek. Desalniettemin zal onze focus op bronnen van participatiegedrag een aantal variabelen doen opnemen die mogelijk ook indicator zijn voor de impact van sociale netwerken. Zoals uit de bespreking hierboven reeds bleek kan bijvoorbeeld een variabele zoals kerkelijke praktijk niet uniek beschouwd worden als een bron van participatiegedrag. Daarenboven bleek dat de sociaal-economische status een impact heeft op de toegangskansen tot bepaalde sociale netwerken.

122 | Gijselinckx & Loose

Net zoals Verba e.a. (2001) leggen we in dit artikel dus de nadruk op bronnen voor participatie, namelijk tijd, geld en civiele vaardigheden. Hierbij past nog een belangrijke kanttekening. We zullen niet zozeer de civiele vaardigheden zelf observeren. Wat we wel zullen observeren is de betrokkenheid van de respondenten op instituties waarvan verondersteld wordt dat binnen deze instituties de civiele vaardigheden verworven en aangescherpt worden. Het gaat om de betrokkenheid op de instituties onderwijs, geloof en werk. In wat volgt hanteren we dit theoretisch model als referentiekader. Gegeven de bevindingen van Elchardus e.a. (2001) en Hooghe (2003) dat laaggeschoolden en niet regelmatig kerkelijk praktiserenden minder kans hebben op participatie aan het verenigingsleven, gaan we na om hoeveel participanten het gaat in deze categorieën en in welke verenigingen ze participeren. We vergelijken telkens met de globale populatie en met de complementaire categorie van ‘verwachte’ participanten In eerste instantie doen we de analyse op bivariaat niveau. In tweede instantie construeren we multivariate logistische regressiemodellen, waarbij we de effecten van scholingsniveau en kerkelijke praktijk analyseren, gecontroleerd voor elkaar, alsook voor de overige in het Verbamodel genoemde bronnen: tijd (gemeten als de hoeveelheid vrije tijd op een gewone werkdag) en geld (gemeten als het gezinsinkomen), alsook de arbeidsmarktpositie van de respondent. Ook geslacht en leeftijd nemen we ter controle op in het model.

3. Wie participeert er (toch), en hoe? 3.1 Verenigingsparticipatie in Vlaanderen: een globale analyse In de SCV-vragenlijst van 2005 werd de respondenten een lijst van 20 types van verenigingen voorgelegd met de vraag per type aan te geven of ze er geen lid, vroeger lid, passief lid, actief lid of bestuurslid van zijn. Men kon eveneens aangeven of men ook nog lid is of was van een ander soort vereniging die niet in de voorgelegde lijst was opgenomen.1 We zien dat anno 2005 vooral de vakbonden/werkgeversorganisaties een groot aantal lidmaatschappen kennen: 39% van de ondervraagden geeft aan er lid van zijn. Zij het dat het hier wel voornamelijk om passieve leden gaat (34%). Ook sportverenigingen tellen veel leden: 26% van de ondervraag1

De antwoorden op de ‘andere’ verenigingen werden gehercodeerd en geklasseerd. We maakten gebruik van deze ‘herklassering’ binnen onze variabelen. Dat betekent concreet dat iemand bijvoorbeeld als andere een actief lidmaatschap binnen jeugdvereniging aangaf, deze werd dan uit de rubriek ‘andere’ verwijderd en ‘geherklasseerd’ onder de categorie jeugdvereniging. Binnen de rubriek andere, bleven enkel deze antwoorden over die op geen enkele wijze konden ondergebracht worden binnen een andere categorie.

participatie aan het verenigingsleven

123

den is lid van een sportvereniging. Sportverenigingen tellen voornamelijk actieve leden (21%). Opvallend is tevens dat 24% van de respondenten aangeeft vroeger wel lid te zijn geweest van een sportvereniging, maar nu niet meer. Een hoog aantal vroegere lidmaatschappen vinden we ook terug bij de jeugdverenigingen: 49% van de respondenten zegt vroeger lid geweest te zijn van een of andere jeugdvereniging. 4% is hier op het tijdstip van de bevraging overigens nog lid van. Tabel 1: Lidmaatschap van verenigingen (SCV-Survey 2005, N=1522) Soort vereniging Jeugdvereniging Natuurvereniging Fanclub Vereniging die anderen helpt Vereniging voor kunstbeoefening Hobbyclub Vrouwenbeweging Socio-Culturele vereniging Sportvereniging Politieke vereniging Religieuze vereniging WijkcomitĂŠ Vereniging voor vrede Vakbond/werkgeversorganisatie Adviesraad Gezinsvereniging CafĂŠvereniging Rode Kruis, Vlaams kruis, andere hulpdienst Vereniging voor gepensioneerden Zelfhulpgroep Andere

Geen lid 46,25 87,91 94,81

Vroeger lid 49,01 5,52 2,89

Passief lid 0,39 4,93 1,38

Actief lid Bestuurslid 2,96 1,38 1,31 0,33 0,79 0,13

89,95

3,22

3,02

2,96

0,85

83,64

9,26

1,45

4,66

0,99

84,10 86,60 87,06 49,93 91,78 91,72 91,72 91,92

7,95 5,98 5,12 24,18 3,55 3,61 0,00 2,69

0,72 2,63 3,48 1,77 3,02 0,00 1,31 3,61

6,57 4,27 3,75 20,76 1,45 2,43 2,43 1,51

0,66 0,53 0,59 3,35 0,20 0,00 0,92 0,26

47,80

13,15

33,99

4,47

0,59

90,93 79,83 90,60

5,65 8,48 5,26

0,53 9,79 0,72

2,50 1,71 2,89

0,39 0,20 0,53

90,08

3,35

5,19

1,12

0,26

91,79

0,85

3,15

3,94

0,26

98,69 98,69

0,46 0,53

0,46 0,20

0,39 0,46

0,00 0,13

Opmerking: Tabel 1 beschrijft de percentages binnen de diverse verenigingstypes

124 | Gijselinckx & Loose

De hier gepresenteerde resultaten komen globaal genomen overeen met deze die Elchardus e.a. (2001) noteerden op basis van de APS-survey uit 1999. Enkel het lidmaatschap van vakbonden/ werkgeversverenigingen vertoont verschillen: 48% zegt anno 2005 geen lid te zijn van deze verenigingen, anno 1999 was dit 58%. In 2005 noteren we een iets hoger percentage ‘vroegere leden’ van vakbonden/werkgeversorganisaties dan in 1999: respectievelijk 13,2% tegenover 6,3%. Om het geheel wat overzichtelijker te maken, maken Elchardus e.a. (2001) op basis van inhoudelijke criteria een meer samenvattende indeling van verenigingstypen. Het belangrijkste criterium waarop deze herverdeling is gebaseerd, is de vraag met welke levenssfeer de verschillende organisaties primordiaal bezig zijn. Bepaalde verenigingen richten zich vooral op vrijetijdsactiviteiten (sport en cultuur), andere richten zich eerder op gezinsmateries, andere zijn meer op de politieke levenssfeer betrokken, nog andere eerder op economische of levensbeschouwelijke sferen. Jeugdverenigingen werden omwille van hun specifieke leeftijdsstructuur afzonderlijk beschouwd. Daarnaast stelden Elchardus e.a. vast dat café- en sportverenigingen onderling samenhangen2. Tot slot menen de auteurs dat het inhoudelijk verantwoord is om ‘verenigingen die ijveren voor internationale vrede en voor ontwikkeling van de derde wereld’ en ‘milieu- en natuurverenigingen’ samen te brengen onder de noemer ‘nieuwe sociale bewegingen’. De 20 in de vragenlijst opgenomen types verenigingen brengen ze onder in 10 ruimere categorieën (tabel 2). Tabel 2: Types verenigingen Type van vereniging: Sportvereniging

Bevat: Sportverenigingen en verenigingen verbonden aan een plaatselijk café

Nieuwe sociale bewegingen Gezins- en gepensioneerdenverenigingen

Milieu en vrede Gezinsorganisaties, gepensioneerdenbond Vereniging die gehandicapten helpt, ziekenfonds, Rode kruis Jeugdverenigingen Kunst, hobby en socio-cultureel Politieke vereniging of partij, wijk- of buurt comité, gemeentelijke adviesraad of schoolraad

Helpende verenigingen Jeugdverenigingen Cultuurverenigingen Bestuursverenigingen

Vrouwenverenigingen Vrouwenverenigingen Vakbond & werkgeversorgangisaties Vakbond en werkgeversorganisaties Religieuze en levensbeschouwelijke vereniging Religie en levensbeschouwing Bron: Elchardus e.a. (2001), p.36, tabel 1.6 2

In een verkennende analyse van de SCV-data 2005, kwamen we tot dezelfde vaststelling.

participatie aan het verenigingsleven

125

Voor de SCV-survey van 2005 bekomen we dan volgende resultaten: 26% is actief lid (inclusief bestuurslid) van een sportvereniging. 16% is dit van een cultuurvereniging. Ver hieronder komen de bestuursverenigingen (7,6%), de gezins- en gepensioneerdenverenigingen (6,1%), de vakbonden (5,5%) en de helpende verenigingen (5,3%). De overige verenigingstypes blijven onder de kaap van de 5% actieve leden.3 Tabel 3: Actief lidmaatschap naar types verenigingen (SCV-Survey 2005, N=1522) Type van vereniging: Sportverenigingen Nieuwe sociale bewegingen Gezins- en gepensioneerdenverenigingen Helpende verenigingen Jeugdverenigingen Cultuurverenigingen Bestuursverenigingen Vrouwenverenigingen Vakbond & werkgeversorgangisaties Religieuze en levensbeschouwelijke verenigingen

N 391 28 93 80 66 242 115 74 84 57

% in de steekproefpopulatie 25.7% 1.8% 6.1% 5.3% 4.3% 15.9% 7.6% 4.9% 5.5% 3.7%

Bekijken we enkel de huidige lidmaatschappen, dan blijkt 79,6% lid te zijn van een of meerdere verenigingen. 52,3% van de leden zijn actieve leden en 10,8% zijn bestuursleden (tabel 4). Tabel 4: Lidmaatschap van verenigingen (SCV-Survey 2005, N=1522) Leden Waarvan actieve leden Waarvan bestuursleden Bron: SCV-survey, 2005

1211

79.6%

800

52,3%

165

10.8%

Maken we vervolgens een eenvoudige optelling van het aantal lidmaatschappen in verschillende types verenigingen (binnen één type kunnen we niet achterhalen of men van meerdere verenigingen lid is) naar type huidig lidmaatschap (lid, actief lid, passief lid) dan bekomen we volgende resultaten: 3

Actief lidmaatschap interpreten we net als Hooghe et al. (2001) als bestuurslidmaatschap of ‘actief’ lidmaatschap.

126 | Gijselinckx & Loose

Tabel 5: Types lidmaatschappen in verschillende types van verenigingen (SCV-Survey 2005, N=1522) Aantal verschillende types verenigingen Type lidmaatschap Lid (alle types) N % Actief lid N % Passief lid van een type vereniging waarvan men geen actief lid is N % Bron: SCV Survey 2005

5 of meer

311 20,4

490 32,2

355 23,3

190 12,5

94 6,2

82 5,4

722 47,4

447 29,4

219 14,4

83 5,5

32 2,1

19 1,3

696 45,7

538 35,4

187 12,3

68 4,5

20 1,3

13 0,9

53% van de respondenten is actief lid van minstens één type van vereniging. 32% van de ondervraagden houdt het bij 1 type vereniging, 14% is lid van twee en 9% zelfs van drie of meer verschillende types van verenigingen, al dan niet in combinatie met passief lidmaatschap in een ander type vereniging. 54% zegt passief lid te zijn van één of meerdere types verenigingen, al dan niet in combinatie met actief lidmaatschap in een ander type vereniging.

3.2 Participatiepatronen van ‘onverwachte participanten’ – verschillend van deze van ‘verwachte participanten’? Uit de analyses van Elchardus e.a. (2001) en Hooghe (2003) bleek dat voornamelijk het scholingsniveau en het al dan niet kerkelijk praktiseren een statistisch significant effect te hebben op de participatie aan het verenigingsleven. Hooghe e.a. (2001) maken gewag van ‘levensstijlenclaves’ om de verbanden tussen hoge scholing en praktiserend gelovig zijn aan de ene kant en participatie aan het verenigingsleven anderzijds te beschrijven. De auteurs duidden hiermee op een homogeniteit in gevoeligheden, overtuigingen en onderwijsniveau die zich vertaalt in een homogeniteit qua levensstijl. In het model van Verba e.a. (1995) kan dit geïnterpreteerd worden als twee van de belangrijke bronnen waaruit de ‘civiele vaardigheden’ voortkomen die een verklaring bieden voor het al dan niet participeren in verschillende maatschappelijke domeinen, o.a. aan het verenigingsleven.

participatie aan het verenigingsleven

127

In wat volgt willen wij dan ook inzoomen op de categorieën van laaggeschoolden en van niet regelmatig kerkelijk praktiserenden. Zij zouden volgens de algemene verklaringsmodellen minder vlot de weg vinden naar het verenigingsleven. Om hoeveel participanten gaat het in vergelijking met de globale populatie en in vergelijking met de verwachte participanten? Aan welke verenigingen nemen ze deel? Op welke wijze participeren ze? Welke participatiepatronen onderkennen we bij hen? Hoe zien deze patronen eruit in vergelijking met deze van de ‘verwachte participanten’? In eerste instantie maken we een afzonderlijke analyse van de categorieën van laaggeschoolden en van niet-kerkelijk praktiserenden. Vervolgens combineren we beide categorieën tot een extreme categorie van ‘laaggeschoolde niet regelmatig kerkelijk praktiserenden’ en zetten we deze af tegen haar tegenhanger: de categorie van ‘hoger geschoolde, wel regelmatig kerkelijk praktiserenden’. Tabel 6: Actief lidmaatschap bij laag- versus hooggeschoolden (SCV-Survey 2005, N=1522) Laag geschoold Hoog geschoold Totaal Geen actief lidmaatschap 299 (57.2%) 160 (33.5%) 459 Actief lidmaatschap 224 (42.8%) 318 (66.5%) 542 Totaal 523 478 Uit bovenstaande tabel blijkt dat hooggeschoolden inderdaad significant meer actief participeren dan de groep van laaggeschoolden (Chi2=55.49, p<0.001). Dat betekent echter niet dat we weinig participatie vaststellen binnen de groep van laaggeschoolden, tenslotte neemt bijna 43% van deze onverwachte groep toch actief deel aan het verenigingsleven. Indien we nagaan aan welke verenigingen de hooggeschoolde en laaggeschoolde participanten participeren stellen we vast dat bepaalde verenigingstypen minder lijken te discrimineren tussen hooggeschoolden en laaggeschoolden. Religieuze, werkgevers-, vrouwen- en helpende verenigingen slagen er blijkbaar in om zowel de onverwachte als verwachte participanten – in termen van scholingsgraad – aan te spreken. Dat is een belangrijke vaststelling die niet strookt met de cumulatielogica (Hooghe, 2003). Hoog- en laaggeschoolden hebben geen significant verschillende kans om actief lid te worden van deze verenigingen, en hebben dus een kans om aldaar enerzijds civiele vaardigheden te verwerven en bij te schaven en daarnaast opgenomen te worden in netwerken met mogelijk rekruteringspotentieel voor andere of gelijkaardige verenigingen dan diegene waar ze aan participeren. We stellen echter ook vast dat de sporten cultuurverenigingen, meteen ook de verenigingen die het meeste leden aantrekken, wel significant meer hooggeschoolden dan laaggeschoolden lijken aan te spreken. Ook binnen de bestuursverenigingen en de jeugd- en nieuwe sociale bewegingen loopt het verband in de verwachte richting.

128 | Gijselinckx & Loose

Tabel 7: Actief lidmaatschap van verschillende types van verenigingen bij laag- versus hooggeschoolden (SCV-Survey 2005, N=1522) Laag geschoold

Hoog geschoold

Actief lidmaatschap in: N

Religieuze vereniging Werknemers/werkgeversvereniging

3.4%

4.6%

Fishers Exact Test4 n.s.

4.8%

5.9%

n.s.

Vrouwenvereniging Bestuursverenigingen Jeugdvereniging Cultuur verenigingen Gezin en gepensioneerde verenigingen

34 26 6 52

6.5% 5% 1.1% 9.9%

20 53 29 108

4.2% 11.1% 6.1% 22.6%

n.s. *** *** ***

9.2%

5.4%

Helpende verenigingen Sport en CafĂŠ verenigingen Nieuwe sociale bewegingen

31 90 1

5.9% 17.2% 0.2%

21 171 21

4.4 35.8% 4.4%

n.s. *** ***

n.s.= niet significant, * p<0,5; ** p<0,01; *** p<0,001 Tabel 8: Actief lidmaatschap bij niet versus wel regelmatig kerkelijk praktiserenden (SCV-Survey 2005, N=1522) Geen actief lidmaatschap Actief lidmaatschap Totaal

Niet Praktiserend 611 (49.7 %) 618 (50.3%) 1229

Praktiserend 110 (37.9%) 180 (62.1%) 290

Totaal 721 798

In bovenstaande tabel wordt het verwachte verband tussen actieve participatie en kerkelijk engagement bevestigd (Chi2=13.07, p<0,001). Ook hier stellen we vast dat minder participeren zeker niet gelijk staat aan niet-participeren. Immers hoewel het verschil tussen de participatieniveaus in beide groepen sterk significant is, blijkt dat toch nog de helft van de niet-praktiserenden actief lid is van een vereniging.

Gezien de lage aantallen in de verschillende cellen werd ervoor geopteerd om niet de Chi2-test te hanteren, maar wel de Fisher Exact Test.

participatie aan het verenigingsleven

129

Tabel 9: Actief lidmaatschap van verschillende types van verenigingen bij niet versus wel regelmatig kerkelijk praktiserenden (SCV-Survey 2005, N=1522) Niet Praktiserend

Praktiserend

Actief lidmaatschap in:

Religieuze vereniging Werknemers/werkgeversvereniging Vrouwenvereniging Bestuursverenigingen Jeugdvereniging Cultuur verenigingen Gezin en gepensioneerde verenigingen Helpende verenigingen Sport en Café verenigingen Nieuwe sociale bewegingen

0.5%

17.6%

Fisher’s Exact test ***

5.5%

n.s.

43 85 49 174

3.5% 6.9% 4.0% 14.2%

31 29 17 67

10.7% 10.0% 5.9% 23.1%

*** n.s. n.s. ***

3.8%

15.9%

***

48 341 19

3.9% 27.7% 1,5%

32 49 9

11.0% 16,9% 3.1%

*** *** n.s.

n.s.= niet significant, * p<0,05; ** p<0,01; *** p<0,001 Uit tabel 9 blijkt dat ook hier het verwachte verband tussen al dan niet regelmatig kerkelijk praktiseren en actief lidmaatschap voor heel wat verenigingstypen wordt bevestigd. De vaststelling dat degenen die regelmatig kerkelijk praktiseren ook significant meer kans maken om actief lid te zijn van vrouwen-, cultuur, gezins- en helpende verenigingen lijkt te bevestigen dat gelovigen ingebed zijn in sociale netwerken met een groot rekruteringspotentieel. We moeten echter opmerken dat deze vaststelling andere mogelijke verklaringen niet uitsluit. Zo zijn er bijvoorbeeld ideële verklaringen (Hooghe, 2003) die erop wijzen dat kerkelijk geëngageerden zich een aantal verplichtingen eigen hebben gemaakt, zoals bijvoorbeeld het helpen van anderen, waardoor ze eerder geneigd zouden zijn tot actieve participatie. In dat verband stelt Bekkers (2004b) dat invloed van religie op vrijwilligerswerk niet loopt via opvattingen over maatschappelijke plichten, maar wel via de sociale druk om deze opvattingen om te zetten in daadwerkelijke participatie. In ieder geval dienen structurele en ideële verklaringen elkaar niet uit te sluiten. Het al dan niet regelmatig praktiseren blijkt niet samen te hangen met een significant verschil in participatie binnen nieuwe sociale bewegingen, jeugd-, bestuurs- en werknemersverenigingen.

130 | Gijselinckx & Loose

Een intrigerende vaststelling is tevens dat het verband tussen actief lidmaatschap van sporten caféverenigingen en al dan niet regelmatige praktiseren in de omgekeerde richting, dan verwacht loopt. Sport- en caféverenigingen blijken dus eerder de niet-regelmatig praktiserenden aan te spreken. Tabel 10: Actief lidmaatschap bij laaggeschoolde niet regelmatig kerkelijk praktiserenden versus hooggeschoolde regelmatig praktiserenden (SCV-Survey 2005, N=1522) Laag geschoold en Hoog geschoold en Totaal niet praktiserend wel praktiserend Geen actief lidmaatschap 244 (61.2%) 20 (23.5%) 264 Actief lidmaatschap 155 (38.8%) 65 (76.5%) 183 Totaal 399 (26,2%) 85 (5,6%) Bron: SCV-survey, 2005 Gezien de voorgaande resultaten is het niet verassend dat in bovenstaande tabel het verwachte verschil tussen onverwachte en verwachte participanten wordt bevestigd (Chi2=40.00, p<0,001). Laaggeschoolde respondenten die niet regelmatig praktiseren blijken beduidend minder aan het verenigingsleven te participeren dan zij die hooggeschoold zijn en wel regelmatig praktiseren. Tabel 11: Actief lidmaatschap van verschillende types van verenigingen bij laaggeschoolde niet regelmatig kerkelijk praktiserenden versus hooggeschoolde regelmatig kerkelijk praktiserenden (SCV-Survey 2005, N=1522) Laag geschoold en Hoog geschoold en Fisher’s exact niet praktiserend wel praktiserend test Actief lidmaatschap in: N % N % Religieuze vereniging 0 0% 19 22.4% *** Werknemers/werkgeversver16 4% 4 4.7% n.s. eniging Vrouwenvereniging 20 5% 8 9.4% n.s. Bestuursverenigingen 19 4.8% 15 17.6% *** Jeugdvereniging 5 1.3% 8 9.4% *** Cultuur verenigingen 36 9.0% 29 34.1% *** Gezin en gepensioneerde 21 5.3% 10 11.8% * verenigingen Helpende verenigingen 17 4.3% 8 9.4% n.s. Sport en Café verenigingen 76 19.0% 17 20% n.s. Nieuwe sociale bewegingen 0 0% 5 5.9% *** n.s. = niet significant, *p<0,05; **p<0,01; ***p<0,001

participatie aan het verenigingsleven

131

Ook tabel 11 bevat weinig verrassende resultaten. Voor het merendeel van de verenigingstypes wordt het verwachte verband duidelijk bevestigd. Voor werknemers/werkgevers-, vrouwen-, helpende en sporten caféverenigingen vinden we echter geen significant verschil voor de kans op participatie.

3.3 Verklaringen voor ‘onverwachte participatie’ – verschillend van deze van ‘verwachte participatie’? Na de bivariate analyses, waarbij we de globale participatiepatronen en de onderscheiden participatiepatronen bij de ‘onverwachte participanten’ hebben bestudeerd, willen we nu een multivariaat verklaringsmodel presenteren waarin de effecten van scholingsniveau en levensbeschouwelijke praktijk worden geanalyseerd, gecontroleerd voor elkaar, alsook voor de overige in het Verba-model genoemde bronnen: tijd (gemeten als de hoeveelheid vrije tijd op een gewone werkdag) en geld (gemeten als het gezinsinkomen), alsook de arbeidsmarktpositie5 van de respondent. Omwille van simultaniteitseffecten werden geen indicatoren voor (informele) sociale contacten opgenomen. Door de wijze waarop deze sociale contacten in de vragenlijst werden geoperationaliseerd (met de vraag of en hoe regelmatig men contact heeft met familie -buiten het eigen gezin-, vrienden en buren) meet men iets wat zich wellicht simultaan voordoet met de participatie aan het verenigingsleven: men ontmoet immers deze categorieën van mensen in belangrijke mate ook en dus tegelijkertijd in de verenigingen.6 Zoals we in de inleiding en bij de bespreking van het theoretisch kader duidelijk maakten zou het kunnen dat bepaalde variabelen samenhangen met bepaalde leeftijdscategorieën. Door de variabele leeftijd op te nemen in het model wensen we te controleren voor een eventueel effect van leeftijd op de andere variabelen. Daarnaast nemen we ook het geslacht op in het model. 5

In tegenstelling tot Hooghe e.a. (2001) beslisten we om de variabele ‘beroepsstatus’ te hercoderen tot een variabele ‘arbeidsmarktpositie’. Op deze wijze wensen we het probleem van multi-colineariteit te vermijden. De variabele ‘beroepsstatus’ meet immers twee verschillende dimensies. Ten eerste omvat de variabele zoals hij gemeten is een onderscheid tussen werkenden en niet-werkenden. Ten tweede omvat hij, bij de werkenden, een onderscheid tussen beroepscategorieën (arbeider, bediende, zelfstandige). We maken daarom een variabele ‘arbeidsmarktpositie’ aan met drie categorieën. De categorie ‘werkenden’ zijn de respondenten die een betaalde job uitoefenen op de arbeidsmarkt (als arbeider, bediende of zelfstandige). De categorie ‘niet werkenden op actieve leeftijd’ zijn al diegenen die om een of andere reden op het moment van bevraging geen betaalde job uitoefenen. En tenslotte is er de categorie ‘gepensioneerden’.

We toetsten overigens het model waarbij de variabelen informele contacten met buren, vrienden en niet inwonende familie-leden opnamen. Daarbij bleek enkel het contact met vrienden significant samen te hangen met actief lidmaatschap. Maar zoals gezegd is dit resultaat niet eenduidig te interpreteren.

132 | Gijselinckx & Loose

Dit doen we omdat vroegere bevindingen regelmatig (zie bvb. Hooghe e.a. 2001; Leijenaar & Niemöller 2001; Verba e.a. 2001) een effect van geslacht vaststellen. We menen dan ook dat het belangrijk is deze variabele op te nemen in het hierna gehanteerde model. Tabel 12: Het globale model toegepast op de volledige dataset (SCV-Survey 2005, N=1522) Kans op Kans op actief Kans op bestuurslidmaatschap lidmaatschap lidmaatschap B SE B SE B SE Geslacht * *** *** Man Ref Ref Ref Vrouw -0.36* 0.14 -0.45*** 0.12 -1.02*** 0.20 Scholingsgraad n.s. *** ** Laag Ref Ref Ref Middelhoog 0.01 0.17 0.25 0.14 0.12 0.24 Hoog 0.30 0.20 0.89*** 0.16 0.79** 0.24 Deelname erediensten ** *** ** Hoogstens op feestdagen Ref Ref Ref Minimum éénmaal per maand 0.67** 0.20 0.68*** 0.15 0.61** 0.21 Beroepsactief *** n.s. n.s. Werkend Ref Ref Ref Pensioen -0.95*** 0.26 -0.41 0.22 -0.02 0.34 Niet werkend op ac-0.53** 0.19 -0.07 0.16 -0.03 0.28 tieve leeftijd Vrije tijd * n.s. n.s. Veel 0.01 018 0.24 0.16 -0.43 0.26 Middelmatig Ref Ref Ref Weinig -0.48** 0.18 0.02 0.15 -0.12 0.24 Gezinsinkomen n.s. * n.s. Lager dan 1800 (e) Ref Ref Ref Tussen 1800 (e) en 0.23 0.18 0.29 0.15 0.37 0.25 2400 (e) Meer dan 2400 (e) 0.13 0.20 0.46** 0.16 0.37 0.27 Leeftijd n.s. n.s. n.s. (continu) 0.01 0.01 0.00 0.01 0.02 0.01 Pseudo-R2 0,06 0.9 0.09 n.s.= niet significant; * p<0.05; ** p<0.01; ***p<0.001

participatie aan het verenigingsleven

133

Voor de variabele geslacht stellen we een sterk significante impact vast voor het al dan niet actief of bestuurslid zijn van een vereniging. Vrouwen blijken minder dan mannen (gecontroleerd voor de andere variabelen) kans te maken om actief of bestuurslid te zijn van een vereniging. Niet geheel onverwacht gezien de voorgaande resultaten blijkt de scholingsgraad significant voor actief- en bestuurslidmaatschap. Het effect dat hoger geschoolden een hogere participatiekans hebben dan lager geschoolden blijft dus overeind na controle voor de overige variabelen uit het model. De participatiekans van laaggeschoolden blijkt niet beduidend te verschillen van deze van de middenhoog geschoolden. Het is interessant vast te stellen dat de scholingsgraad geen significante impact heeft op het al dan niet lid zijn van een vereniging. Ook in de lijn van de resultaten uit de vorige paragraaf stellen we vast dat degenen die regelmatig praktiseren een grotere participatiekans hebben dan degenen die dat niet doen. Dit effect blijft dus ook overeind na controle voor de overige variabelen. Tegen de verwachtingen blijkt de variabele arbeidsmarktpositie geen significante effecten te vertonen voor actief of bestuurslidmaatschap. Enkel voor het al dan niet lid zijn wordt het verwachte verband bevestigd. Voor de bron vrije tijd stellen we vast dat ze enkel een significante impact heeft op het al dan niet lid zijn van een vereniging. Wat betreft de bron geld stellen we vast dat deze enkel een effect heeft voor het al dan niet actief participeren. Degenen die een hoog gezinsinkomen hebben, blijken een beduidend hogere participatiekans te hebben dan degenen die met een eerder laag of middelhoog gezinsinkomen. Leeftijd blijkt, na controle voor de overige variabelen, in geen geval een significant effect te hebben op het al dan niet participeren. Het globale model bevestigt dus dat scholingsgraad en kerkpraktijk een verband vertonen met de participatiekans. Daarnaast blijkt enkel de bron geld een impact te hebben op het actieve lidmaatschap, vrije tijd heeft enkel een impact op het al dan niet lid zijn van een vereniging.7

Om na te gaan of de effecten op actief lidmaatschap al dan niet volledig verlopen via de variabelen scholingsgraad en of kerkpraktijk, toetsten we het model telkens zonder één van beide variabelen en éénmaal zonder beide variabelen. In alle gevallen bleef het gezinsinkomen significant bijdragen tot actief lidmaaschap, en in geen enkel geval werd de bijdrage van vrije tijd significant. Dat betekent dus dat een mogelijk effect van vrije tijd dus niet weggefilterd wordt door de variabelen scholingsgraad of kerkpraktijk.

134 | Gijselinckx & Loose

Om na te gaan of de zogenaamde bronnen van participatie een ander effect hebben binnen de groepen van verwachte en onverwachte participanten, werd het globale model telkens getoetst binnen deze afgebakende groepen. Dat betekent dat we het bovenstaande model toetsen terwijl we respectievelijk de factor scholingsgraad en kerkpraktijk constant houden. Tabel 13: Het globale model toegepast binnen de groepen laag- en hooggeschoolden (SCVSurvey 2005; N=1522). Kans op actief lidmaatschap bij Laaggeschoolden B ** Man Ref Vrouw -0.71** *** Deelname erediensten Hoogstens op feestdagen Ref Minimum ĂŠĂŠnmaal per maand 0.85*** n.s. Beroepsactief Werkend Ref Pensioen -0.24 Niet werkend op actieve leeftijd 0.11 n.s. Vrije tijd Veel 0.38 Middelmatig Ref Weinig 0.03 ** Gezinsinkomen Lager dan 1800 (e) Ref Tussen 1800 (e) en 2400 (e) 0.66** Meer dan 2400 (e) 0.88** n.s. Leeftijd (continu) 0.12 0,10 Pseudo-R2 n.s.= niet significant; * p<0.05; ** p<0.01; ***p<0.001

Geslacht

0.21

0.24

0.34 0.30 0.23 0.34

0.24 0.31 0.10

Kans op actief lidmaatschap bij Hooggeschoolden B n.s. Ref -0.33 * Ref -0.68 n.s. Ref -0.59 -0.04 n.s. -0.28 Ref -0.23 n.s. Ref -0.07 -0.14 n.s. 0.01 0.04

0.22

0.30

0.48 0.30 0.34 0.24

0.34 0.32 0.01

participatie aan het verenigingsleven

135

Bovenstaande tabel toont aan dat binnen de groep van laaggeschoolden zowel geslacht, kerkpraktijk als gezinsinkomen een significant effect hebben op de participatiekans binnen deze groep. Binnen de groep van hooggeschoolden blijkt enkel de kerkpraktijk een licht significant effect te hebben. Dit resultaat suggereert dat voor de hooggeschoolden geen enkele van de andere aangehaalde variabelen in belangrijke mate bijdraagt tot hun participatiekans. Binnen de groep van laaggeschoolden is het verhaal duidelijk anders. Daar blijkt dat degenen die regelmatig deelnemen aan de kerkpraktijk en zij die geen laag inkomen hebben een grotere participatiekans hebben. Tabel 14: Het globale model toegepast binnen de groepen die niet- en degenen die wel regelmatig praktiseren. Kans op actief lidKans op actief maatschap bij niet lidmaatschap bij praktiserenden praktiserenden B SE B SE * *** Geslacht Man Ref Ref Vrouw - 0.32 0.13 -1.04*** 0.29 *** n.s. Scholingsgraad Laag Ref Ref Middelhoog 0.34* 0.16 -0.02 0.32 Hoog 0.91*** 0.18 0.79* 0.38 n.s. n.s. Beroepsactief Werkend Ref Ref Pensioen - 0.59* 0.25 0.19 0.49 Niet werkend op actieve leeftijd - 0.10 0.18 0.21 0.43 n.s. n.s. Vrije tijd Veel 0.30 0.28 0.13 0.34 Middelmatig Ref Ref Weinig -0.04 0.16 0.37 0.40 * n.s. Gezinsinkomen Lager dan 1800 (e) Ref Ref Tussen 1800 (e) en 2400 (e) 0.30 0.16 0.21 0.38 Meer dan 2400 (e) 0.54** 0.18 -0.03 0.39 n.s. n.s. Leeftijd (continu) 0.01 0.01 -0.01 0.01 0,08 0.14 Pseudo-R2 n.s.= niet significant; * p<0.05; ** p<0.01; ***p<0.001

136 | Gijselinckx & Loose

Bovenstaande tabel toont aan dat de effecten van de verschillende variabelen binnen de groep van zij die niet regelmatig participeren gelijk lijken te lopen met de effecten die we waarnamen voor de ganse populatie. Binnen de groep van regelmatig praktiserenden blijkt enkel het effect van geslacht zeer sterk significant te zijn.

4. Besluit In deze bijdrage richtten we de focus op de laaggeschoolden en de niet regelmatig kerkelijk praktiserenden. Van deze groepen wordt verwacht dat ze in mindere mate dan hun sociologische tegenhangers, de hooggeschoolden en kerkelijk praktiserenden, aan het verenigingsleven participeren. In Verbaanse termen: doorheen hun minder intensieve contacten met maatschappelijke instituties als onderwijs en kerk, welke belangrijke loci zijn voor het ontwikkelen en versterken van ‘civiele vaardigheden’, zouden ze minder kans hebben de vaardigheden te ontwikkelen die nodig zijn voor maatschappelijke participatie en participatie aan het verenigingsleven in het bijzonder. In termen van Hooghe e.a. (2001): deze sociale categorieën behoren tot ‘levensstijlenclaves’ waarin de kans op verenigingsparticipatie geringer is. De bivariate analyses tonen aan anno 2005 nog 43% van de laaggeschoolden en 50% van de niet praktiserenden aan het verenigingsleven participeren. In vergelijking met de contrastcategorieën participeren ze evenwel significant minder. Indien we echter de deelname aan het verenigingsleven opsplitsen naar verenigingstype, dan stellen we vast dat deze cumulatielogica niet lijkt op te gaan voor alle verenigingstypen. De cumulatiehypothese (Hooghe, 2003) stelt dat degenen die tijdens hun schoolcarrière meer civiele vaardigheden verwierven, daarna ook meer kansen krijgen om deze vaardigheden te benutten en aldus aan te scherpen. Deze lijkt niet te spelen in religieuze, werkgevers/werknemers-, vrouwen- en helpende verenigingen. Deze verenigingen slagen er blijkbaar wel in om zowel de laag- als hooggeschoolden aan te spreken. Wanneer in de multivariate regressievergelijkingen de variabelen scholingsniveau en kerkpraktijk opgenomen worden naast andere Verbaanse bronnen zoals tijd, geld en arbeidsmarktpositie, en waarbij er eveneens gecontroleerd wordt voor geslacht en leeftijd, dan blijkt dat scholingsgraad en kerkpraktijk een blijvend significant verband vertonen met de kans op participatie aan het verenigingsleven. Wat betreft de overige bronnen tijd en geld, wijzen de resultaten van de logistische regressieanalyses erop dat enkel beschikbaar gezinsinkomen een significante bijdrage levert bovenop de variabelen scholingsgraad en kerkpraktijk. De resultaten van de multivariate analyses tenslotte suggereren dat voor de categorieën van laaggeschoolden en niet-regelmatig praktiserenden een lager gezinsinkomen en het in mindere

participatie aan het verenigingsleven

137

mate participeren aan religieuze praktijken, respectievelijk onderwijs - als loci waar civiele vaardigheden kunnen ontwikkeld en aangescherpt worden - een negatief effect hebben op de kans op participatie aan het verenigingsleven. Hoewel onder de laaggeschoolden en niet-religieus praktiserenden toch ook een aanzienlijk percentage participeert aan het verenigingsleven, vinden we binnen deze categorieën dus bepaalde negatieve factoren die geen rol van betekenis blijken te spelen op de verenigingsparticipatie van hooggeschoolden en praktiserende gelovigen. Met deze vaststelling worden de verenigingen die breed wensen te recruteren uitgedaagd tot een actieve drempelverlagende werking. En, in het licht van de elders gevonden positieve verbanden tussen verenigingsdeelname enerzijds en democratische attitudes en waarden anderzijds, worden de overheden uitgedaagd tot het stimuleren van een brede recrutering door de verenigingen.

Bibliografie Bekkers, R. (2001), Religieuze betrokkenheid en vrijwilligerswerk: een kwestie van psychologische dispositie of sociale organisatie? Sociologische Gids (47): 268-292. Bekkers, R. (2004), Giving and volunteering in the Netherlands: Sociological and psychological perspectives. Sociale Wetenschappen Proefschriften. Utrecht: Utrecht University. Bekkers, R. (2004b), ‘Nee heb je, ja kun je krijgen: de effectiviteit van fondsenwervings- en rekruteringsstrategieën van maatschappelijke organisaties’, in Mens en Maatschappij, december 2004. Bekkers, R. (2005), Participation in voluntary Associations: Relations with resources, personality and political values, Political Psychology, 26(3), 439- 454. Billiet, J. (1998), Sociaal Kapitaal, levensbeschouwelijke betrokkenheid en maatschappelijke integratie in België, Tijdschrift voor Sociologie, 19(1): p33-54. Bilsen K. & De Witte H. (2001), Waarom worden individuen actief binnen een extreem-rechtse organisatie? Integratie van de beschikbare literatuur in een hypothetisch kader ter verklaring van extreemrechts militantisme, tijdschrift voor sociologie, 22 (1), 37-62. Brady H.E., Verba S. & Schlozman K.L. (1995), Beyond SES: a resource model of political participation, The american Political Science Review, 98(2), 271-294. Claeys, J., M. Elchardus & D. Vandebroeck (2005), Een smalle toegang tot cultuur. Een empirische analyse van cultuurparticipatie en van de samenhang tussen sociale participatie en cultuurparticipatie, Vlaanderen Gepeild 2005, 7-35. Coffé, H. (2002), De invloed van levensbeschouwelijke en maatschappelijke betrokkenheid op een positieve beoordeling van het Vlaams Blok, Tijdschrift voor Sociologie, 23(2), 161-192. Coffé, H. & B. Geys (2005), Verklaringen voor het verenigingsleven in Vlaamse gemeenten. Samenleving & Politiek, 12(6): 39-46.

138 | Gijselinckx & Loose

Tocqueville, A. de (1840), Democracy in America. Volume II, Project Gutenberg Ebook. (www.gutenberg.org). Glorieux I. , Koelet S. & Moens M. (2001), ‘Vlamingen in tienduizend en tachtig minuten een tijdsbudgetonderzoek’, in Vlaanderen Gepeild: De Vlaamse overheid en burgeronderzoek 2001. Dekker, P. (ed.), Verkenningen van een perspectief op vrijwilligerswerk. Civil society en vrijwilligerswerk I. Den Haag: Sociaal Cultureel Planbureau. Dekker, P. (1999), Vrijwilligerswerk vergeleken. Civil society en vrijwilligerswerk III. Den Haag: Sociaal en Cultureel Planbureau. Dekker, P. & de Hart J. (1999), Civic engagement and volunteering in the Netherlands. In Jan van Deth et al. (Eds). Social Capital an European Democracy, p 75-107. Dekker, P. & J. de Hart (2001), Levensbeschouwing en vrijwilligerswerk. Het belang van netwerken in een seculariserende samenleving, Tijdschrift voor Humanistiek, 2(8), 9 -17. Elchardus, M. e.a. (2001), Het maatschappelijk middenveld in Vlaanderen: Een onderzoek naar de sociale constructie van democratisch burgerschap. Brussel: VUBPress. Godemont, J., K. Goyvaerts & R. Marynissen (2006), De vergrijzing verzilverd? Een verkennend onderzoek naar ouderen in het Vlaamse vrijwilligerswerk. Brussel: Steunpunt Gelijke Kansenbeleid. Hart, J. de (1999), Vrijwilligerswerk vanuit tijdsbudgetperspectief, pp. in P. Dekker (ed.), Vrijwilligerswerk vergeleken. Civil society en vrijwilligerswerk III. Den Haag: Sociaal Cultureel Planbureau. Hooghe, M. (1999), Culturele en maatschappelijke kenmerken en het participatieniveau van de Vlaamse bevolking. Een analyse van cross sectionele data, Tijdschrift voor Sociologie, 20(3-4), 333-366. Hooghe, M., M. Elchardus & W. Smits (2001), Wie participeert er (nog)? pp.47-78 in Elchardus, M., L. Huyse, M. Hooghe (eds.), Het maatschappelijk middenveld in Vlaanderen: Een onderzoek naar de sociale constructie van democratisch burgerschap. Brussel: VUBPress. Hooghe, M. (2003), Sociaal kapitaal in Vlaanderen: Verenigingen en democratische politieke cultuur. Amsterdam: Amsterdam University Press. Hustinx, L. (2003), Reflexive Modernity and Styles of Volunteering: the Case of the Flemish Red Cross Volunteers. Proefschrift tot het verkrijgen van de graad van Doctor in de Sociale Wetenschappen. Faculteit Sociale Wetenschappen, Katholieke Universiteit Leuven. Hustinx, L. (2004), ‘The Cultural Bases of Volunteering: Understanding and Predicting Attitudinal Differences between Flemish Red Cross Volunteers.’ Nonprofit Voluntary Sector Quarterly, 33(4), 548584. Hustinx, L. (2005), ‘Weakening Organizational Ties? A Classification of Styles of Volunteering in the Flemish Red Cross.’ Social Service Review 79(december), 624-652. Klandermans, B. (1997), The social psychology of protest. Blackwell, 257 p. Leijenaar, M. & K. Niemöller (2001), Participatie in Maatschappelijke organisaties, pp. in Dekker, P. (ed.), Verkenningen van een perspectief op vrijwilligerswerk. Civil society en vrijwilligerswerk I. Den Haag: Sociaal Cultureel Planbureau.

participatie aan het verenigingsleven

139

Penner, L.A. & M.A. Finkelstein (1998), Dispositional and structural determinants of volunteerism, Journal of Personal Psychology, 74(2), 525-537 Gils S. (2004) Deeltijd arbeid, Steunpunt WAV-raport. http://www.steunpuntwav.be/steunpuntwav/view/ nl/116398. Smits, W. (2000), Participatie van vrouwen aan het maatschappelijke middenveld. Brussel: VUB/TOR. Uslaner, E.M. (1998), ‘Social Capital, Television, and the “Mean World”: Trust, Optimism, and Civic Participation’, Political Psychology, 19(3), 441-467. Uslaner, E.M. (1999), Vrijwilligerswerk en sociaal kapitaal: effecten van vertrouwen en religie op participatie in de Verenigde Staten, pp. in Dekker, P. (ed.), Vrijwilligerswerk vergeleken. Civil society en vrijwilligerswerk III. Den Haag: Sociaal Cultureel Planbureau. Van Deth, J. & M. Leijenaar (2001), De politieke participatie van maatschappelijk actieven, pp. in Dekker, P. (ed.), Verkenningen van een perspectief op vrijwilligerswerk. Civil society en vrijwilligerswerk I. Den Haag: Sociaal Cultureel Planbureau. Verba, S., K.L. Schlozman & H.E. Brady (2000), Rational Action and Political Activity, Journal of theoretical Politics, 12(3), 243-268. Verba, S., K.L. Schlozman & H.E. Brady (2001), Voice and Equality: Civic Voluntarism in American Politics. Cambridge: Harvard University Press. Verenigde Verenigingen (2006), Het Middenveld haalt de Vlaamse Regering ‘uit haar kot’, Persbericht 10/11/2006, http://www.middenveld.org/download/ PERSBERICHT_ondertekening_charter.pdf. Verhoeven, J.C. (2002), ‘Het watervalsysteem in het onderwijs.’ Tijdschrift voor Onderwijsrecht en Beleid, 2001-2002 (2): 99-107. Waege H. & Agneessens F. (2001) Impressies over sociale relaties, waarden en tradities, vijf jaar vragen naar de verhouding tussen individu en gemeenschap. Vlaanderen Gepeild, p133 -156. Yeung A.B. (2004), The octagon model of volunteer motivation: result of a phenomenological analysis, Voluntas, 15(1), 21-46.

140 | Gijselinckx & Loose

Naar een vergrijzing van het verenigingsleven? Trends in de participatie aan het verenigingsleven in Vlaanderen, 1998-2006. Marc Hooghe & Ellen Quintelier • Centrum voor Politicologie, K.U.Leuven

1. Inleiding Participatie in het verenigingsleven is belangrijk als leerschool voor democratie, zo wordt vaak gesteld. Mensen leren er interageren met anderen, ze bereiken samen compromissen en ze slagen er tevens in collectieve problemen op te lossen (Putnam 1993; Halpern 2004). Uit empirisch onderzoek blijkt ook dat leden van verenigingen een hoger vertrouwensniveau vertonen en zich actiever betrokken voelen bij de samenleving (Billiet 1998; Hooghe 2003, 2008). Het zijn echter niet alleen wetenschappers die belangstelling hebben voor participatie aan het maatschappelijk middenveld, ook voor de overheid is maatschappelijke participatie een belangrijk aandachtspunt. De Vlaamse overheid en de Vlaamse sociale partners sloten in 2001 het ‘Pact van Vilvoorde’, waarin 21 concrete doelstellingen werden opgesomd voor het Vlaanderen anno 2010. Als 21ste en laatste doelstelling werd daarbij opgenomen: “In 2010 neemt meer dan één op twee Vlamingen actief deel aan het verenigingsleven. Door de versterking van het sociaal kapitaal is het vertrouwen van de burger in de samenleving en zijn instituties verhoogd. De burger voelt zich dankzij een actieve participatie aan en van het middenveld beter betrokken bij de gemeenschap” (Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap 2004, 8). In 2005 werden de doelstellingen van het pact nogmaals bevestigd en verder geactualiseerd. De nieuwe versie van het pact stipuleert nu dat ook het vrijwilligerswerk zou moeten bevorderd worden, en dat er speciale aandacht naar kansengroepen dient te gaan (SERV 2005). De doelstelling van het pact van Vilvoorde is enigszins bevreemdend te noemen. Uit gegevens van de Studiedienst van de Vlaamse Regering blijkt immers dat in het jaar 2002 reeds 53 procent van de volwassen Vlaamse bevolking actief lid was van een vereniging (Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap 2004, 63). De doelstelling voor het jaar 2010 kan dus bezwaarlijk ambitieus worden genoemd: in feite stelt men zich tevreden met een stabilisering op het huidige niveau. Dat is tamelijk uitzonderlijk: voor zo goed als alle doelstellingen van het Pact van Vilvoorde geldt dat men uitgaat van een groeitraject, om Vlaanderen zo te laten

VERGRIJZING VAN HET VERENIGINGSLEVEN

141

aansluiten bij de Europese groeidoelstellingen die vervat zitten in de Lissabon-strategie. Voor middenveldparticipatie gaat men blijkbaar niet uit van een verdere groei: daar volstaat een status quo. Die â€˜bescheidenâ€™ doelstelling heeft natuurlijk alles te maken met een algemene bezorgdheid omtrent dalende participatieniveaus in de westerse samenleving (Putnam 2000). De algemene verwachting is dat, mede omwille van structurele individualiseringsprocessen (Giddens 1991), een steeds kleinere groep van de bevolking nog bereid is zich in te zetten voor dit soort collectieve voorzieningen. Het pessimisme omtrent de dalende bereidheid tot maatschappelijke participatie mag dan wel veralgemeend zijn, de empirische basis hiervoor is eerder wisselvallig te noemen (Stolle & Hooghe 2005). Voor de Verenigde Staten beschikken we inderdaad over studies waaruit een daling blijkt bij vooral traditionele en formele participatiemechanismen (Skocpol 2002), maar een zelfde trend werd niet gedocumenteerd voor West-Europa (Offe & Fuchs 2002; Listhaug & Gronflaten 2007). Ook voor wat Vlaanderen betreft, weten we op dit ogenblik niet of er inderdaad sprake is van een daling van de participatie aan het verenigingsleven, hoewel de Studiedienst van de Vlaamse Regering (2007) ieder jaar de univariate frequentieverdelingen van alle verenigingen weergeeft. We weten dat een aantal grote organisaties systematisch leden verliezen (Meireman 1999), maar we weten niet of dit fenomeen kan veralgemeend worden naar het verenigingsleven in het algemeen. Verder beschikken we ook over studies die op cross-sectionele basis tot de conclusie komen dat er geen aanwijzingen zijn voor een daling (Hooghe 2003), maar het is duidelijk dat een betrouwbare uitspraak over participatietrends onder de Vlaamse bevolking dient gebaseerd te zijn op een analyse van tijdsreeksen. De SCV-surveys (Sociaal Culturele Verschuivingen), die sinds 1996 uitgevoerd worden, bieden hiervoor een ideale mogelijkheid. Aangezien de SCV-surveys reeds 10 jaar bestaan, achten we het moment rijp om deze databron te gebruiken voor een longitudinale vraagstelling: zijn er aanwijzingen voor een daling van de participatieniveaus van de Vlaamse bevolking? Hoewel onze observatieperiode beperkt blijft tot acht jaar (1998-2006)1, zijn de participatievragen in de SCV-dataset zo uitgebreid dat ze ons toch toelaten trends te onderkennen. Uiteraard zal uit de volgende SCV-surveys moeten blijken of deze trends zich verder zetten, maar wij menen dat we op basis van acht observatiemomenten toch al enige conclusies kunnen trekken. We besteden in onze analyses dan ook enkel aandacht aan de grote trends. Bij opeenvolgende cross-sectionele surveys is het immers normaal dat er jaarlijkse fluctuaties optreden, maar grote maatschappelijke veranderingen zouden wel moeten weerspiegeld worden in de trends in het datamateriaal. 1

De eerste surveys (1996-1998,2000) hadden een andere vraagstelling (met andere categorieĂŤn) over participatie, maar voor 1998 beschikken we over de Middenveldsurvey met dezelfde vraagstelling (Hooghe, 2003).

142 | Hooghe & Quintelier

In dit artikel overlopen we eerst de theoretische literatuur rond de (vermeende) daling van de participatiebereidheid. Vervolgens reconstrueren we de trendlijnen in het participatiegedrag van de Vlaamse bevolking. We doen dit voor verschillende soorten verenigingen, zowel voor de volledige bevolking, als voor specifieke groepen waarvan we, op basis van de literatuur, kunnen verwachten dat ze bijzonder gevoelig zijn voor een eventuele daling van de participatiebereidheid. Via een logistische regressieanalyse gaan we tot slot na in hoeverre de determinanten van participatiegedrag in Vlaanderen zijn geëvolueerd sinds 1998.

2. Het debat over de vermeende daling van de participatieniveau De internationale wetenschappelijke belangstelling voor de participatie aan het verenigingsleven vindt zijn oorsprong vooral in het werk van de Amerikaanse politicoloog Robert Putnam (1993, 2000). Putnam ziet het verenigingsleven als een bevoorrechte bron voor de generatie van sociaal kapitaal, dat op zijn beurt een belangrijk effect heeft op de kwaliteit van het algemene samenleven: “life is easier in a community blessed with a substantial stock of social capital” (Putnam 1995a, 67). In zijn latere werk stelt Putnam (2000) echter dat de participatiegraad in de Verenigde Staten de afgelopen halve eeuw flink gedaald is, waardoor ook de hoeveelheid sociaal kapitaal verder wordt aangetast. Putnam vreest dat als mensen minder stemmen, naar het oudercomité gaan, werken voor een politieke partij, lid zijn van een vereniging, enzovoort, de maatschappij in het algemeen dan ook minder sociaal kapitaal en vertrouwen zal bezitten (Putnam 1995a). Bovendien blijkt uit de studie van Putnam over de historische ontwikkeling van de democratische cultuur in Noord- en Zuid-Italië (Making Democracy Work) dat, eenmaal het sociaal kapitaal is afgebroken, het niet op eenvoudige wijze kan worden hersteld (Putnam 1993). Sociaal kapitaal is (volgens Putnam) essentieel voor iedere democratische samenleving en wordt door hem gedefinieerd als volgt: “features of social organization, such as trust, norms, and networks, that can improve the efficiency of society by facilitating coordinated actions” (Putnam 1993, 167) en “connections among individuals – social networks and the norms of reciprocity and trustworthiness that arise from them” (Putnam 2000, 19). Kortom, volgens Putnam zijn de netwerken tussen mensen, het veralgemeende vertrouwen en de wederkerigheid van relaties tussen mensen aan het verdwijnen. In zijn werk ‘Bowling Alone’ (2000) ziet hij een aantal hoofdoorzaken voor die teloorgang. Ten eerste is er een proces van generationele vervanging: “the long civic generation”, die geboren is tussen de twee wereldoorlogen, is aan het verdwijnen en in de plaats komt een generatie die zich niet meer inzet, geen contact meer heeft met zijn medemens en enkel aan zichzelf denkt om het enigszins in zwart-wit-termen te stellen. Ten tweede verwijst hij naar de invloed van televisie: hoe meer tijd mensen besteden voor de buis, hoe minder tijd er over blijft voor maatschappelijk engagement.

VERGRIJZING VAN HET VERENIGINGSLEVEN?

143

Ondanks het feit dat de werken van Putnam over het algemeen gebaseerd zijn op een uitgebreide verzameling van empirische gegevens, krijgen zijn pessimistische veronderstellingen uiteraard ook de nodige kritiek Durlauf (2002). Zo stelt Putzel (1997, 940) dat het werk van Putnam “suffers from a combination of inconsistency and conceptual stretching and an overly ambitious drive (...) to identify a single explanatory framework to account for the entire gamut of political and economic performance”. Schudson (1998) van zijn kant benadrukt dat Putnam de neiging heeft het verleden te verheerlijken. In de jaren vijftig van de 20ste eeuw kwamen de Verenigde Staten net uit een beurscrash en twee wereldoorlogen. Het spreekt volgens Schudson voor zich dat de unieke atmosfeer van wederopbouw en voluntarisme uit een dergelijke periode niet tot in het oneindige kan worden verdergezet. Schudson wijst er ook op dat de jaren vijftig dan misschien wel de hoogtijdagen waren voor de blanke, mannelijke clubleden die Putnam beschrijft, maar een veel minder aantrekkelijke periode vormden voor wie oud, ziek, arm, zwart, vrouw of homoseksueel was. Dalton (2004) van zijn kant, verwijt Putnam dat hij enkel oog heeft voor de daling van de participatie in de traditionele organisaties. Putnam is ook eerder sceptisch over de capaciteit van nieuwe sociale bewegingen (zoals milieuverenigingen) om sociaal kapitaal te genereren, omdat er weinig of geen face-to-face contact is tussen de leden. Putnam gaat hier duidelijk uit van het model van de traditionele organisaties waarbinnen er, via plaatselijke afdelingen, veel ruimte is voor face-to-face interactie tussen de leden (Putnam 1995a). Ook deze aanname kan echter aan kritiek onderworpen worden: misschien hebben meer afstandelijke vormen van engagement wel net zozeer een socialiserend effect, als de traditionele en meer intensieve vormen van lidmaatschap (Selle & Stromsnes 2001). Terwijl Putnam weinig waarde hecht aan die passieve vormen van lidmaatschap, stellen sommige andere auteurs dat dit soort engagement wel degelijk waardevol kan zijn (Wollebæk & Selle 2003). Kenneth Newton (1997) stelt als kritiek dat Putnam zich te veel blindstaart op het Tocquevilliaanse participatie-paradigma, waardoor hij te veel belang gaat hechten aan vrijwillige verenigingen als bron van sociaal kapitaal. Men zou echter net zo goed kunnen stellen dat familie, school, vrienden, collega’s en de media even belangrijke socialisatieagenten zijn geworden in onze huidige samenleving (Newton 1997; Norris 1999). De vraag kan bovendien gesteld worden of verenigingen wel altijd dergelijke positieve effecten vertonen, en of er geen andere mechanismen mogelijk zijn ter bevordering van de sociale cohesie (Völker 2005). Er is echter niet alleen de kritiek op de theoretische assumpties van Putnam, ook zijn empirisch materiaal heeft reeds heel wat kritiek gekregen. Zo komt Paxton (1999) tot de conclusie dat er voor wat de Verenigde Staten betreft, helemaal geen sprake is van een algemene daling van de participatieniveaus. In de studie van Lemann (1996) wordt zelfs aangetoond dat het ledenaantal van flink wat organisaties in de Verenigde Staten de laatste tijd stijgt. Lemann gaat er wel mee akkoord dat een aantal organisaties leden verliezen, maar dit soort organisa-

144 | Hooghe & Quintelier

ties zijn dan ook meestal totaal niet aangepast aan de hedendaagse tijdsgeest. Ook Lemann verwijst, net als Dalton (2004) en Schudson (1998), in dit verband onder meer naar een aantal lokale, etnische of professionele broederschappen, die zich over het algemeen op een exclusief-mannelijk publiek richtten. Durlauf (2002) stelt ook de causaliteit van de daling in sociaal kapitaal door de daling van het lidmaatschap in verenigingen in vraag. Ook voor Europa bestaat er heel wat empirische kritiek op het pessimisme van Putnam. Specifiek voor de situatie in Nederland komen De Hart en Dekker (1999) op basis van tijdsreeksen tot de conclusie dat er nauwelijks of geen sprake is van een daling van de participatieniveaus. Listhaug en Gronflaten (2007) komen tot eenzelfde conclusie voor Noorwegen: ondanks dat de opkomst bij verkiezingen de laatste jaren gedaald is, vinden zij geen algemene trend van daling in participatie voor de laatste 40 jaar. Ook voor wat betreft de informele vormen van betrokkenheid en solidariteit binnen vriendschapsnetwerken en dergelijke is er de afgelopen drie decennia duidelijk geen sprake van een daling van het sociaal kapitaal (Scheepers & Janssen 2001). Voor zover we kunnen nagaan, ontbreekt voorlopig dergelijk uitgebreid longitudinaal onderzoek in Vlaanderen. Over het algemeen beperkt men zich tot specifieke momentopnamen, en aan de hand daarvan probeert men dan aanwijzingen voor het verloop over de tijd te vinden. Putnam is echter niet de enige auteur die eerder pessimistisch is over het niveau van participatie. Ook andere auteurs, zoals Theda Skocpol (2003) uiten hierover hun bezorgdheid. Terwijl Putnam er van uitgaat dat er een daling is in het lidmaatschap van verenigingen, stelt Skocpol dat verenigingen nog steeds een groot aantal leden verenigen, maar dat die leden eerder passief dan actief zijn. Door de toegenomen professionalisering en centralisering van de verenigingen, zijn heel wat verenigingen niet langer afhankelijk van de inzet van actieve leden en vrijwilligers, maar enkel van de aanwezigheid van passieve leden die trouw hun lidgeld betalen. Volgens Skocpol zijn het vooral milieuorganisaties en belangengroepen die tegenwoordig op een dergelijke manier werken. De stelling van Skocpol komt er dus op neer dat het aantal lidmaatschappen dan misschien wel gelijk blijft, maar dat er minder actieve en meer passieve lidmaatschappen zullen voorkomen onder de bevolking. De vraag is uiteraard welke impact een dergelijke trend naar een meer passieve invulling van het lidmaatschap zou kunnen hebben. De meningen in de literatuur zijn hierover verdeeld. Putnam stelt dat passief lidmaatschap weinig maatschappelijke waarde heeft, omdat er weinig face-to-face interactie is tussen de leden. Wollebaek en Selle (2002b) daarentegen, stellen dat passief lidmaatschap een even groot effect heeft op sociaal kapitaal en op vorming van maatschappelijke attitudes als een actief lidmaatschap.

VERGRIJZING VAN HET VERENIGINGSLEVEN?

145

3. Data en methoden In dit hoofdstuk wensen we ons specifiek te richten op de vraag of er al dan niet sprake is van een daling van de participatie aan het verenigingsleven in Vlaanderen. Het antwoord op die vraag veronderstelt toegang tot betrouwbare tijdsreeksen, zodat we participatietrends doorheen de tijd kunnen reconstrueren. In principe zouden we hiervoor historische gegevens kunnen gebruiken over het ledenaantal van grote middenveldorganisaties, maar dergelijke gegevens leiden onvermijdelijk tot een bias in de waarneming. Het zijn immers enkel grote, formele organisaties die op regelmatige tijdstippen hun ledencijfers bijhouden, en niet de kleinere organisaties die gebaseerd zijn op informele netwerken. Deze data zijn ideaal om de trend in participatie in een specifieke vereniging weer te geven (bv. jeugdbewegingen), maar echter niet om een algemene trend in participatie te onderzoeken. Diverse onderzoeken wijzen er ook op dat er de afgelopen decennia sprake is geweest van een individualisering van participatiepatronen (Hustinx 2001; 2005) en het zou dan ook onterecht zijn om een globale trend in het participatiegedrag van de Vlaamse bevolking te willen vatten aan de hand van louter gegevens van formele en traditionele organisaties. We zullen de stelling van Putnam over een vermeende daling van de participatie toetsen aan de hand van de SCV-data van 1999 en 2001 tot 2006, de jaren dat een identieke vraagstelling voor participatie gebruikt werd. Voor 1998 doen we tevens een beroep op de gegevens van de Middenveldsurvey, die dat jaar werd afgenomen door de Vakgroep Sociologie van de Vrije Universiteit Brussel. Deze survey omvat tevens identiek dezelfde vraagstelling over participatie. Als we gegevens van verschillende cross-secties met elkaar willen vergelijken, is het immers van cruciaal belang dat de vraagstelling constant is. In de eerste SCV-surveys (1996 - 1998, 2000) werden er echter andere categorieën van activiteiten bevraagd, wat deze gegevens dan ook ongeschikt maakt voor onze vergelijking doorheen de tijd. Vanaf 2001 wordt echter elk jaar gewerkt met een relatief uitgebreide lijst van twintig verschillende verenigingen, met daarin ook telkens dezelfde antwoordmogelijkheden. Dankzij die antwoordmogelijkheden kunnen we ook een onderscheid maken tussen actieve leden, passieve leden en bestuursleden van de desbetreffende organisaties. De lijst van vermelde verenigingen blijft zo goed als constant doorheen onder observatieperiode. Alleen zien we dat in 1999 de vraagstelling nog iets beperkter was (fanclubs en hobbyclubs kwamen nog niet voor in de lijst) en dat de ‘witte comités’, die actief waren ten tijde van de zaak-Dutroux wegvallen uit de vragenlijst. Maar, gelet op het geringe bereik van die comités (slechts 0,2 procent van de bevolking in 1998) is het onwaarschijnlijk dat dit een effect zou hebben op de structurele trends in de observatie. Het materiaal van de Middenveldsurvey en SCV-surveys laat ons toe een aantal vragen te beantwoorden. Ten eerste kunnen we de vraag beantwoorden of er, op die tijdsspanne van acht jaar tijd, sprake is geweest van een significante daling van de participatieniveaus. We doen dat door de cijfers te analyseren voor alle soorten verenigingen voor de populatie van de survey (18 tot 75 jaar)2.

146 | Hooghe & Quintelier

Een variant van de pessimistische stelling over de daling van de participatieniveaus stelt echter dat de daling dan misschien niet algemeen is, maar in elk geval wel zal opduiken bij de jongste leeftijdscohorten, die immers in veel mindere mate bereid zouden zijn zich in te zetten voor collectieve doelstellingen (Putnam 2000, 247-276). Deze tweede hypothese kunnen we toetsen door ons enkel toe te spitsen op de jongste leeftijdscohorte in de analyse, namelijk de 18- tot 35-jarigen. Een tweede variant is de stelling dat we niet zozeer te maken hebben met een algemene daling van de participatieniveaus, maar wel met een verzwakking van de verenigingsverbanden. Nominaal blijven mensen wel lid, maar ze zouden zich in veel mindere mate inzetten voor het verenigingsleven. Verenigingen zouden dan in eerste instantie door betaalde professionals geleid worden (Skocpol 2003). Als deze stelling klopt, dan zouden we moeten zien dat het totale ledenaantal gelijk blijft, maar dat het percentage passieve leden stijgt ten opzichte van het percentage actieve leden. Ook deze stelling kunnen we toetsen aan de hand van de Middenveld- en SCV-surveys. Vervolgens gaan we na welke de oorzaken zouden kunnen zijn van de waargenomen trends in de participatie aan het verenigingsleven.

4. Het lidmaatschap van verenigingen De pessimistische veronderstelling van Putnam (2000) en andere auteurs is dus dat de participatie aan het verenigingsleven langzaam maar zeker zou afnemen. Deze hypothese valt relatief eenvoudig te toetsen door de survey-gegevens van 1998 tot 2006 met elkaar te vergelijken (Zie Tabel 1). Als we voorlopig alle soorten lidmaatschappen bij elkaar voegen (dus zowel het passieve als het actieve lidmaatschap), dan zien we dat er zeker geen sprake is van een systematische daling. Terwijl de respondenten in 1998 (Middenveldsurvey) nog gemiddeld 1,7 lidmaatschappen rapporteren, is dat in 2006 1,8 wat een lichte stijging betekent. We merken tevens op dat de lidmaatschapspercentages overwegend stabiel zijn, met uitzondering dan van de vakbonden, waar we wel grote jaarlijkse schommelingen zien. Ook zonder het lidmaatschap van de vakbond in rekening te brengen zien we echter een lichte stijging. Als we vervolgens de verschillende soorten verenigingen afzonderlijk bekijken, dan zien we toch een aantal duidelijke evoluties. Vakbonden blijken nog altijd, en zelfs met ruime voorsprong, de belangrijkste verenigingen in Vlaanderen, hoewel ze vooral passieve leden in hun rangen tellen (zie Tabel 5). We kunnen stellen dat ruim een derde van alle respondenten lid is van een vakorganisatie. Deze cijfers weerspiegelen ook de bevindingen uit eerder onderzoek (Vandaele 2004) dat de reĂŤle ledencijfers van vakbonden nog steeds gestaag toenemen in BelgiĂŤ. 2

Voor alle analyses in dit artikel gebruikten we enkel de populatie tussen 18 en 75 jaar. In de Middenveldsurvey werden de respondanten ouder dan 75 verwijderd, in SCV 1999 de respondenten jonger dan 18.

VERGRIJZING VAN HET VERENIGINGSLEVEN?

147

1998

1999

2001

2002

2003

2004

2005

2006

98-06

Tabel 1: Leden van verenigingen 18-75 jaar

lid jeugdbeweging

4,3

3,6

4,9

6,4

3,3

5,8

4,8

6,8

2,5

lid milieu- of natuurvereniging

6,6

5,4

6,6

5,7

6,9

6,5

6,7

8,1

1,5

Fanclub

0,4

n.a.

1,5

2,3

1,3

2,7

2,4

2,7

2,3

lid vereniging die gehandicapten, bejaarden, kansarmen helpt

8,2

3,3

6,7

7,8

6,3

7,3

6,3

8,6

0,4

lid kunstbeoefening

8,7

5,0

9,4

9,1

6,8

7,3

7,9

-0,8

lid hobbyclub of groep

8,9

n.a.

8,4

9,2

10,4

8,5

8,1

10,2

1,3

lid vrouwenbeweging

11,8

9,7

8,5

9,1

14,5

6,1

7,5

7,2

-4,6

7,9

8,1

9,8

8,9

8,8

7,8

8,0

8,3

0,4

25,2

27,0

26,5

25,9

24,3

28,2

27,0

30,4

5,2

lid politieke vereniging of partij

5,9

4,9

6,9

5,0

4,9

5,4

4,6

5,4

-0,5

lid religieuze of kerkelijke vereniging

4,8

4,2

5,1

4,9

4,1

3,3

4,2

4,4

-0,4

lid wijk- of buurtcomité

5,6

3,9

5,2

4,7

5,1

5,6

4,9

7,3

1,7

lid international vrede en derde wereld

5,1

2,1

4,2

4,7

5,4

5,5

7,3

2,2

34,5

24,6

29,2

35,6

30,9

38,4

40,6

40,0

5,5

4,6

4,1

5,0

5,8

5,0

3,6

5,8

1,1

14,6

15,0

13,9

14,0

13,0

13,1

11,9

12,3

-2,3

lid plaatselijk café

6,2

6,8

7,2

6,1

5,4

6,1

4,4

5,1

-1,1

lid rode kruis, vlaams kruis, brandweer

9,5

7,0

8,1

8,9

7,9

9,1

6,4

8,8

-0,8

lid bond voor gepensioneerden

5,8

6,0

6,3

5,4

5,3

4,9

5,0

6,1

0,2

lid witte comité’s

0,2

n.a.

0,2

n.a.

lid zelfhulpgroep

0,7

1,8

0,9

1,4

1,0

0,8

1,6

0,9

Gemiddeld aantal lidmaatschappen per respondent

1,7

1,4

1,6

1,7

1,5

1,7

1,6

1,8

0,1

Gemiddeld aantal lidmaatschappen zonder vakbond

1,4

1,1

1,4

1,3

1,2

1,3

1,2

1,4

0,1

lid socio-culturele vereniging lid sportvereniging of -club

lid vakbond lid gemeentelijke adviesraad/ schoolraad lid gezinsvereniging

1341 1333 1332 1369 1341 1471 1429 1438

Bron: Middenveldsurvey (1998), SCV-surveys (1999; 2001-2006). Eenheden zijn percentages van de respondenten die aangeven lid (actief, passief of bestuurslid) te zijn van deze vereniging.

148 | Hooghe & Quintelier

Als we voorlopig alle soorten lidmaatschappen bij elkaar voegen (dus zowel het passieve als het actieve lidmaatschap), dan zien we dat er zeker geen sprake is van een systematische daling. Terwijl de respondenten in 1998 (Middenveldsurvey) nog gemiddeld 1,7 lidmaatschappen rapporteren, is dat in 2006 1,8 wat een lichte stijging betekent. We merken tevens op dat de lidmaatschapspercentages overwegend stabiel zijn, met uitzondering dan van de vakbonden, waar we wel grote jaarlijkse schommelingen zien. Ook zonder het lidmaatschap van de vakbond in rekening te brengen zien we echter een lichte stijging. Als we vervolgens de verschillende soorten verenigingen afzonderlijk bekijken, dan zien we toch een aantal duidelijke evoluties. Vakbonden blijken nog altijd, en zelfs met ruime voorsprong, de belangrijkste verenigingen in Vlaanderen, hoewel ze vooral passieve leden in hun rangen tellen (zie Tabel 5). We kunnen stellen dat ruim een derde van alle respondenten lid is van een vakorganisatie. Deze cijfers weerspiegelen ook de bevindingen uit eerder onderzoek (Vandaele 2004) dat de reële ledencijfers van vakbonden nog steeds gestaag toenemen in België. Bij de sportverenigingen is de trend ook duidelijk: we hebben hier te maken met een gestage groei. We sluiten hier aan bij de conclusie van Scheerder, Pauwels and Vanreusel (2004) en Scheerder (2007), die stellen dat het ledenaantal van sportclubs is gestegen in Vlaanderen. Dit sluit duidelijk aan bij een algemene trend in de samenleving, waarbij sport en lichaamsbeweging steeds meer aan belang winnen. Enerzijds uit zich dat in individuele vormen van sportbeoefening, bijvoorbeeld in de groei van het aantal commerciële fitnesscentra, maar anderzijds ook de in de groei van collectieve sportbeoefening in verenigingen. Verder merken we ook op dat het succes van de sportverenigingen samengaat met de media-aandacht voor bepaalde sporttakken, zoals zwemmen, tennis of judo (Scheerder 2007). Scheerder (2007) argumenteert echter dat het succes van de sportclubs toe te schrijven is aan een beperkt aantal sectoren, zoals wandelen, fietsen en lopen. Ook het lidmaatschap van milieuorganisaties lijkt steeds populairder te worden bij de Vlamingen, met bijvoorbeeld een sterke groei van het aantal leden van de organisatie Natuurpunt. Een systematische ledendaling vinden we enkel voor een beperkt aantal verenigingen. Het gaat dan in de eerste instantie om de vrouwenorganisaties en gezinsverenigingen. Voor zover we kunnen nagaan op basis van gepubliceerde ledencijfers, correspondeert dit inderdaad met de sterke daling van het ledenaantal van traditionele en grootschalige organisaties als de KAV (Kristelijke Arbeiders Vrouwen) en KVLV Vrouwen met Vaart (Katholiek Vormingswerk van Landelijke Vrouwen). Ook bij de gezinsorganisaties kan het verlies bijna volledig op rekening worden geschreven van één organisatie, namelijk de Gezinsbond (voorheen: Bond van Grote en van Jonge Gezinnen). Ook de caféverenigingen lijken leden te verliezen, en dit kan gerelateerd worden aan het feit dat het aantal cafés in Vlaanderen ook systematisch daalt. Traditionele cafésporten (biljarten, volkssport, duivenmelkerij...) lijken eveneens minder populair te worden.

VERGRIJZING VAN HET VERENIGINGSLEVEN?

149

Er blijkt ook geen daling te zijn van het aantal lidmaatschappen: dit blijft over de gehele observatieperiode ongeveer stabiel op 1,6-1,7 lidmaatschappen per respondent. Het gemiddelde zegt echter niet alles, en het zou bijvoorbeeld kunnen dat voor de gehele bevolking er wel sprake is van een daling, maar dat dit gecompenseerd wordt door een kleine groep van ‘activisten’ die steeds actiever wordt. Hoewel dit misschien een vergezochte veronderstelling lijkt, kunnen we ze relatief gemakkelijk onderzoeken door ook het aantal verenigingen per respondent meer in detail te onderzoeken (Tabel 2). We zien dat ongeveer 50 procent van de respondenten van geen enkele vereniging lid is, maar dat dus de andere helft wel van één of meerdere verenigingen lid is. 30 procent van de respondenten heeft 1 lidmaatschap op zijn naam en twee op vijf twee of meer lidmaatschappen. We zien hier echter een lichte daling van het aantal respondenten met geen lidmaatschap (min 5 procent), en een kleine toename van het percentagerespondenten met 2 of meer lidmaatschappen. Hieruit kunnen we dus concluderen dat er geen tendens is naar een selecte groep van mensen die lid zijn van veel verenigingen, maar dat evenveel respondenten lid blijven van één of meerdere verenigingen. Tabel 2: Aantal lidmaatschappen gerapporteerd per persoon (18-75jaar) 1998 1999 2001 2002 2003 2004 2005 2006 96-06 52,3 54,4 50,0 49,5 51,6 47,2 50,9 46,9 -5,5 0 30,3 29,6 29,5 28,3 27,4 32,0 29,5 30,3 0,0 1 10,0 9,9 11,6 13,1 12,6 13,1 13,4 12,6 2,6 2 4,0 4,0 4,9 5,2 5,3 4,8 3,7 5,7 1,8 3 1,6 1,1 2,5 2,0 1,6 1,6 1,8 2,6 1,1 4 1,9 1,1 1,5 1,8 1,5 1,2 0,7 1,9 0,0 5+ Eenheden zijn percentage van het totale aantal respondenten in deze leeftijdsgroep die n aantal lidmaatschappen in verenigingen vermelden. Over het algemeen is er dus geen sprake van een daling van het aantal lidmaatschappen onder de Vlaamse bevolking. Men zal zich echter herinneren dat Putnam vooral de jongste leeftijdscohorten verantwoordelijk houdt voor de vermeende daling. Zij zouden immers minder bereidheid tot participatie aan de dag leggen dan de ‘long civic generation’. Als dit argument zou kloppen, dan zou moeten blijken dat er uitgerekend bij de jongste leeftijdsgroep wél sprake is van een daling van de participatieniveaus. Vandaar dat we in Tabel 3 opnieuw dezelfde meting als in Tabel 1 uitvoeren, maar nu enkel voor het leeftijdssegment tussen de 18 en 35 jaar.

150 | Hooghe & Quintelier

1999

2001

2002

2003

2004

2005

2006

98-06

lid jeugdbeweging lid milieu- of natuurvereniging fanclub lid vereniging die gehandicapten, bejaarden, kansarmen helpt lid kunstbeoefening lid hobbyclub of groep lid vrouwenbeweging lid socio-culturele vereniging lid sportvereniging of -club lid politieke vereniging of partij lid religieuze of kerkelijke vereniging lid wijk- of buurtcomité lid international vrede en derde wereld lid vakbond lid gemeentelijke adviesraad/ schoolraad lid gezinsvereniging lid plaatselijk café lid rode kruis, Vlaams kruis, brandweer lid witte comité’s Gemiddeld aantal verenigingen Lidmaatschappen zonder vakbond N

1998

Tabel 3: Percentage lid van een vereniging, 18-35 jaar

8,5 5,0 0,7

7,7 4,5 n.a.

9,9 6,8 2,2

11,4 4,3 4,3

7,9 6,6 2,6

12,6 5,7 3,9

9,6 6,9 2,1

10,7 4,5 4,7

2,2 -0,6 4,0

4,6

1,8

2,4

4,5

3,1

3,9

3,2

2,9

-1,7

7,6 4,5 8,4 8,8 7,3 7,0 5,1 7,4 6,1 n.a. 5,5 6,3 7,5 6,5 4,9 7,6 5,9 4,3 3,6 2,8 4,2 1,3 1,1 2,0 3,5 4,0 3,6 4,0 4,2 3,3 2,8 2,9 29,6 34,7 34,2 32,3 31,5 36,0 33,6 34,6 3,5 3,2 3,4 2,3 3,3 4,6 3,4 4,5 3,9 3,4 3,9 2,3 2,1 2,6 2,6 3,1 6,5 4,3 4,6 3,0 3,5 4,4 5,4 5,8

-0,3 1,5 -3,9 -0,6 5,0 1,0 -0,8 -0,7

4,6

6,5

1,9

35,3 21,6 30,8 36,3 32,5 40,4 38,1 36,6

1,3

4,4

4,0

-0,3

16,8 14,0 11,6 14,4 15,1 11,8 11,1 11,6 7,8 9,4 9,6 10,1 6,6 6,1 4,9 5,8

-5,1 -2,0

5,9

5,2

6,0

7,3

6,1

4,4

3,6

3,1

-2,8

0,2 1,5 1,2 459

n.a. 1,2 1,0 470

0,2 1,5 1,2 415

n.a. 1,5 1,2 399

n.a. 1,4 1,1 425

n.a. 1,5 1,1 459

n.a. 1,4 1,0 467

n.a. 1,5 1,1 448

n.a. -0,1 -0,1

1,4

2,7

4,3

4,8

4,0

5,8

4,9

5,7

4,4

7,3

3,4

Bron: Middenveldsurvey (1998), SCV-surveys (1999; 2001-2006). Eenheden zijn percentages van de respondenten tussen 18 en 35 jaar die aangeven lid (actief, passief of bestuurslid) te zijn van deze vereniging. Als we de evolutie bekijken voor deze jongste leeftijdsgroep, dan zien we dat de trend niet afwijkt van die bij de totale respondentenpopulatie: sommige verenigingen boeken duidelijk verlies (vrouwenbewegingen, gezins- en caféverenigingen), terwijl andere lijken te groeien

VERGRIJZING VAN HET VERENIGINGSLEVEN?

151

(sportverenigingen en vredesbewegingen). We zagen eerder al dat de vrouwenbeweging aan leden verliest, en hier zien we duidelijk een belangrijke groep naar voor komen die men niet kan warm maken voor het lidmaatschap: jonge vrouwen. Bij de gezinsverenigingen is het diezelfde, jongste groep die minder vlot aangetrokken wordt. Vermoedelijk valt deze daling terug te brengen op het feit dat koppels steeds later aan kinderen beginnen (Surkyn & Lesthaeghe 2004). Caféverenigingen hebben ook iets minder jonge leden. Voor de sportverenigingen zien we de omgekeerde trend: zij winnen leden bij de jongeren. De enige opvallende verliezer bij de jongeren is het lidmaatschap van Rode Kruis en brandweer. Terwijl bij de algemene bevolking er helemaal geen sprake was van een daling van het participatieniveau, zien we bij deze leeftijdsgroep wel een lichte daling, van 1,2 naar 1,1 lidmaatschappen per respondent. We zullen straks nagaan of er hier sprake is van een significante daling bij jongeren. Het is wel duidelijk dat de participatie volgens een curvilineair patroon verloopt (Figuur 1). De participatie ligt relatief laag bij de jongste leeftijdsgroep, en bereikt vervolgens een piekniveau tijdens de middenleeftijd (35-54 jaar). Als mensen eenmaal uit de arbeidsmarkt beginnen stromen (55+), daalt ook hun participatie aan het middenveld. Dit curvilineair patroon vinden we echter terug bij alle observaties, en we kunnen ons dan ook op dit moment nog niet uitspreken over de vraag of er bij de jongeren sprake is van een meer systematische daling van de participatieniveaus. We moeten er bovendien rekening mee houden dat jongeren lid zijn van andere organisaties dan de oudere bevolkingsgroepen. Als we de gemiddelde leeftijd van de actieve leden overlopen (Tabel 4), dan is het voor de hand liggend dat we de hoogste gemiddelde leeftijd optekenen bij de gepensioneerdenorganisaties en de laagste leeftijd bij de jeugdorganisaties. Als we de gemiddelde leeftijd van alle leden samentellen, dan zien we dat de gemiddelde leeftijd van de actieve leden stijgt: van 44 jaar in 1998 gaan we naar 47 jaar in 2006, terwijl de leeftijd van de gemiddelde respondent binnen de steekproef slechts met één jaar stijgt. Opvallend is echter dat we, met uitzondering van de hobbyclubs, een vergrijzing van het ledenbestand waarnemen bij alle soorten organisaties. Die veroudering is vooral aanwezig bij de fanclubs, jeugdbewegingen en de milieu- en natuurverenigingen en in mindere mate ook bij adviesraden, caféverenigingen, Rode Kruis en brandweer. Ook deze cijfers duiden dus in de richting van een mogelijke vergrijzing van de verenigingen in Vlaanderen.

152 | Hooghe & Quintelier

Figuur 1: Trends in het gemiddelde aantal lidmaatschappen per categorie. 2 ,2

2 00 6 2

1 9 98 2 0 06 2 00 2 1 ,8

2 0 01 2 00 4 2 00 5

1 9 98 2 0 0 4

gemiddeld aantal lidmaatschappen

1 99 8 2 00 3

1 ,6 2 0 04 20 0 2 1 9 98 2 0 01 2 0 0 6

2 0 05 2

2 0 01 2 0 03 1 99 9

1 9 99 2 0 01 2 0 02 2 0 03 2 0 04 2 0 05

2 0 0 3 1 ,4

1 ,2

2 0 0 5

1 9 99

2 0 06

1 9 9 9

1 1 8 -3 5

3 6 -5 4

5 5 -7 5

l e e fti j d

VERGRIJZING VAN HET VERENIGINGSLEVEN?

153

lid jeugdbeweging lid milieu- of natuurvereniging fanclub lid vereniging die gehandicapten, bejaarden, kansarmen helpt lid kunstbeoefening lid hobbyclub of groep lid vrouwenbeweging lid socio-culturele vereniging lid sportvereniging of -club lid politieke vereniging of partij lid religieuze of kerkelijke vereniging lid wijk- of buurtcomitĂŠ lid international vrede en derde wereld lid vakbond lid gemeentelijke adviesraad/ schoolraad lid gezinsvereniging lid plaatselijk cafĂŠ lid rode kruis, Vlaams kruis, brandweer lid bond voor gepensioneerden lid zelfhulpgroep Gemiddelde leeftijd alle actieve leden Gemiddelde leeftijd alle respondenten N

98-06

2006

30,9 27,4 34,6 36,6 31,6 32,0 32,3 37,6 42,4 43,8 42,6 43,8 43,7 44,2 43,5 48,6 30,0 n.a. 38,1 37,4 34,5 40,9 41,0 37,6

6,7 6,2 7,6

50,3 51,6 51,9 50,4 54,1 50,1 51,7 52,7

2,4

44,1 48,0 50,6 49,8 39,6 46,7

45,4 46,7 55,9 52,3 41,9 47,2

1,3 -1,3 5,3 2,5 2,3 0,4

46,9 44,8 47,5 50,2 50,7 50,7 49,7 50,8

3,8

41,4 40,9 44,8 46,2 46,3 46,1 41,5 44,3

2,9

43,3 47,4 43,3 46,1 45,1 43,2 40,0 45,4

2,1

41,9 43,8 42,7 43,8 43,1 42,7 43,6 43,8

1,8

40,3 42,6 41,6 40,5 43,2 43,4 42,1 44,8

4,5

41,0 42,6 43,6 42,5 40,1 44,2 42,9 42,7 38,9 38,4 41,8 38,1 43,7 45,5 41,8 43,8

1,7 4,9

48,2 45,3 46,9 47,6 47,8 52,3 48,8 52,5

4,3

65,5 67,0 66,2 66,8 68,0 67,2 67,4 65,9 45,3 46,5 49,8 48,8 42,8 44,5 50,5 48,2

0,3 2,9

44,3 45,2 46,2 46,6 46,0 46,7 46,2 47,4

3,1

43,7 43,3 45,2 45,4 45,0 44,7 44,1 44,9

1,2

43,3 n.a. 50,2 51,7 38,7 47,7

45,3 49,1 52,3 51,8 40,7 48,9

46,5 49,0 53,1 50,3 42,0 51,5

43,6 48,5 52,8 50,6 40,8 49,9

45,8 48,1 54,6 51,7 40,5 46,9

46,4 47,0 54,3 52,4 40,1 47,1

1341 1333 1332 1369 1341 1471 1429 1438

Bron: Middenveldsurvey (1998), SCV-surveys (1999; 2001-2006).

154 | Hooghe & Quintelier

2005

2004

2003

2002

2001

1999

1998

Tabel 4: Gemiddelde leeftijd van de actieve leden

Verder willen we ook nagaan of er een daling is bij een specifieke groep van verenigingen. Op basis van een factoranalyse onderscheiden we zeven verschillende groepen verenigingen: • Advies-, kunst- of religieuze vereniging (religieuze of kerkelijke vereniging, vereniging voor kunstbeoefening, wijk- of buurtcomité, gemeentelijke adviesraad/schoolraad) • Vrouwenverenigingen (vrouwenbeweging, bond voor gepensioneerden, hobbyclub, vereniging die gehandicapten, bejaarden, kansarmen, ... helpt) • Nieuwe sociale bewegingen (NSB: milieu- of natuurvereniging, vereniging voor international vrede en derde wereld, lid rode kruis, Vlaams kruis of brandweer) • Socio-politieke verenigingen (politieke vereniging of partij, vakbond, socio-culturele vereniging) • (Commerciële) sportverenigingen (lid plaatselijk café, fanclub, sportvereniging of -club) • Jongerenverenigingen (gezinsvereniging, jeugdbeweging) • Kleine verenigingen (zelfhulpgroep, witte comités) Er lijken zich geen uitgesproken trends voor te doen op vlak van de verschillende soorten verenigingen. De socio-politieke verenigingen winnen aan leden, maar dit is vooral toe te schrijven aan de winst van de vakbonden, niet aan de politieke partijen. Verder doen ook de sportverenigingen het nog steeds zeer goed. De andere verenigingen blijven ongeveer op dezelfde hoogte hangen gedurende de hele observatieperiode. Uit deze figuur kunnen we dus afleiden dat er niet echt een specifiek soort verenigingen is dat systematisch leden verliest of wint.

VERGRIJZING VAN HET VERENIGINGSLEVEN?

155

Figuur 2: Trends in het verschillende factoren van verenigingen. 20% 18% 16%

Advies

14% 12%

Vrouw NSB

10%

Socio-Politiek

8% 6%

Sport Jeugd

4% 2% 0% 1998 1999 2001 2002 2003 2004 2005 2006

Bron: Middenveldsurvey (1998), SCV-surveys (1999; 2001-2006). Eenheden zijn gemiddelde percentages van de respondenten tussen 18 en 75 jaar die aangeven lid (actief, passief of bestuurslid) te zijn van deze categorie van verenigingen. De verenigingen die niet ieder jaar bevraagd werden (hobbyclubs, fanclubs en witte comitĂŠs), werden niet in de analyses opgenomen, net zoals de groep van kleine verenigingen, omwille van hun te klein percentage aan leden.

5. Actief en passief lidmaatschap Tot dusver hebben we gezien dat er, voor wat Vlaanderen betreft, geen enkele aanwijzing is voor een algemene daling van de participatieniveaus. Hoewel de observatieperiode relatief beperkt is (acht jaar) suggereren de observatiepunten vooral een grote mate van stabiliteit, zij het dat een aantal indicatoren wijzen op een vergrijzing van het ledenbestand. Een variant van de pessimistische veronderstelling is echter dat mensen wel nominaal lid blijven van organisaties, maar dat ze dit lidmaatschap veel passiever zullen invullen dan in het verleden het geval was. Het echte werk binnen de verenigingen gebeurt dan niet langer door vrijwillige leden, maar door betaalde professionals (Putnam 2000; Skocpol 2003; Jordan & Maloney 1997). Putnam (2000), Skocpol (2003) en andere auteurs gaan er van uit dat verenigingen meer professionaliseren, specialiseren en daarom minder behoefte hebben aan een actief publiek van leden en leden met eigen inbreng. Ze willen vooral een groep van passieve leden die ledenbijdrage betalen, het ledenblad lezen of af en toe op straat willen komen voor hun zaak (Selle & Stromsnes 2001). Dit soort verenigingen zijn volgens verschillende auteurs

156 | Hooghe & Quintelier

gecentraliseerd, geprofessionaliseerd, niet democratisch en ze vragen geld in plaats van tijd van hun leden (Wollebæk & Selle 2002b). In Tabel 5 gaan we de verhouding na tussen de actieve en de passieve leden van organisaties. We bekijken met andere woorden het aantal passieve leden op het globale ledenbestand van de organisatie (actief + passief). Vooral vakbonden, gezinsverenigingen en het Rode Kruis blijken passieve leden te tellen. Ook bij de milieu- en vredesorganisaties vinden we een relatief groot aandeel passieve leden. Bij sportclubs, jeugdverenigingen en schoolraden tellen we dan weer een ruime meerderheid van actieve leden. De leden in deze verenigingen zijn zelfs nog actiever geworden de laatste acht jaar. Ook het percentage respondenten dat bestuurslid is bij één of meerdere verenigingen is de laatste jaren niet afgenomen. Als we vervolgens kijken naar de trends, dan zien we echter dat het percentage passieve leden helemaal niet stijgt, maar integendeel eerder daalt. Gedeeltelijk heeft dat te maken met het feit dat het relatief aandeel van de sportverenigingen in het totale aanbod van verenigingen groter wordt, en sportverenigingen hebben nu eenmaal vooral actieve leden. Maar ook als we alle soorten organisaties afzonderlijk bekijken dan is er helemaal geen sprake van een algemene stijging van het percentage passieve leden. Voor veel organisaties geldt dat het percentage actieve leden zelfs verder stijgt. Waar in 1998 de passieve leden goed waren voor 47 procent van de leden van alle verenigingen, is dat in 2006 nog 42 procent. De veronderstelling van Skocpol dat we opschuiven naar een passieve vorm van participatie wordt zeker niet bevestigd door de Vlaamse data: de leden van de Vlaamse verenigingen lijken nog actiever te worden dan ze al waren. Ook de besturen van verenigingen winnen niet aan leden. Uiteraard moeten we hier met de nodige omzichtigheid te werk gaan: in de survey wordt het onderscheid tussen ‘passieve’ en ‘actieve’ leden niet duidelijk gedefinieerd. Respondenten bepalen dus grotendeels zelf of ze hun betrokkenheid bij een organisatie als actief dan wel als passief zullen rapporteren. Uiteraard kan hier sprake zijn van een verschuiving in sociale wenselijkheid. Waar men een beperkte deelname in 1998 misschien nog als passief bestempelde, kan men dit in 2006 misschien reeds als actief zien. Dit is ongetwijfeld een mogelijkheid waarmee we rekening moeten houden. We zien echter dat er wel degelijk een consistent patroon in de antwoorden zit: bij sportverenigingen, bijvoorbeeld, lijkt het onderscheid tussen actieve en passieve leden tamelijk constant. We kunnen dan wel niet uitsluiten dat we hier vooral te maken hebben met een evolutie inzake sociale wenselijkheid, het lijkt ons wel veilig de conclusie te trekken dat we voor wat Vlaanderen betreft geen enkele aanwijzing vinden voor een opschuiven richting passief lidmaatschap.

VERGRIJZING VAN HET VERENIGINGSLEVEN?

157

lid jeugdbeweging lid milieu- of natuurvereniging fanclub lid vereniging die gehandicapten, bejaarden, kansarmen helpt lid kunstbeoefening lid hobbyclub of groep lid vrouwenbeweging lid socio-culturele vereniging lid sportvereniging of -club lid politieke vereniging of partij lid religieuze of kerkelijke vereniging lid wijk- of buurtcomité lid international vrede en derde wereld lid vakbond lid gemeentelijke adviesraad/ schoolraad lid gezinsvereniging lid plaatselijk café lid rode kruis, vlaams kruis, brandweer lid bond voor gepensioneerden lid witte comité’s lid zelfhulpgroep Gemiddeld aantal passieve lidmaatschappen per respondent

98-06

2006

2005

2004

2003

2002

2001

1999

1998

Tabel 5: Verhouding passieve/actieve leden van verenigingen, 18-75 jaar

15,5 19,6 9,2 13,8 20,5 15,1 8,8 14,3 -1,2 67,4 60,9 70,5 69,3 71,7 70,8 75,0 76,9 9,5 100,0 n.a. 59,8 48,4 70,5 53,9 60,0 64,2 -35,9 59,1 38,1 51,7 43,4 31,8 44,0 45,5 40,3 -18,8 23,1 27,7 44,9 50,0 11,8 62,0

20,7 n.a. 46,3 34,3 10,2 72,6

16,0 22,5 32,1 44,6 10,2 57,6

15,3 13,6 30,9 46,3 9,4 62,3

9,9 16,5 36,8 41,5 6,8 66,6

15,0 15,2 37,1 44,3 8,7 55,0

21,2 8,6 33,6 44,7 6,7 63,1

21,1 -2,0 15,1 -12,7 26,9 -18,0 37,8 -12,2 7,3 -4,5 56,5 -5,6

32,8 28,3 30,9 28,4 21,8 12,3 18,3 38,1

5,3

26,7 24,5 24,6 18,8 21,7 22,9 28,6 23,8

-2,8

73,5 69,3 73,2 67,1 73,6 75,3 68,3 70,5

-3,1

87,0 81,6 84,5 82,9 78,0 80,9 87,1 86,3

-0,8

17,8 19,3 16,4 19,0 14,1 16,5 15,4 12,1

-5,7

85,2 86,3 84,3 80,1 76,4 80,2 82,9 79,1 31,3 24,4 28,4 38,5 21,9 23,3 17,5 25,7

-6,1 -5,7

78,9 71,9 67,3 70,2 67,0 76,9 77,2 81,8

2,9

52,5 43,4 53,0 32,9 29,6 52,8 38,0 40,2 -12,3 100,0 n.a. 65,4 n.a. n.a. n.a. n.a. n.a. n.a. 29,8 47,9 50,2 42,2 46,2 46,7 54,5 26,1 -3,8 47,2 44,4 44,7 42,8 40,9 43,2 43,7 42,5

-4,7

Gemiddeld aantal passieve lid44,9 42,2 42,4 40,5 38,7 41,0 41,1 39,9 -4,9 maatschappen zonder vakbond 0,1 0,1 0,1 0,1 0,1 0,1 0,1 0,2 Percentage dat bestuurslid is 1341 1333 1332 1369 1341 1471 1429 1438 N Bron: Middenveldsurvey (1998), SCV-surveys (1999; 2001-2006). Eenheden zijn het percentage passieve leden op het totale aantal leden (actief/bestuurslid + passief)

158 | Hooghe & Quintelier

6. Een multivariate test Tot dusver hebben we de verbanden vooral op bivariate wijze getest. Tot slot willen we echter ook tot een multivariate toetsing komen van de gevonden verbanden. We gebruikten hiervoor enerzijds die variabelen waarvan op grond van de bestaande literatuur kan worden aangenomen dat ze een verband tonen met participatieniveaus (Verba, Schlozman & Brady 1995), en anderzijds ook die variabelen waarvan in de theoretische literatuur wordt gesuggereerd dat ze verantwoordelijk zouden kunnen zijn voor een vermeende daling van de participatie (Putnam 2000). Meer specifiek gaat het dan om de variabelen gender, leeftijd, opleidingsniveau en levensbeschouwing. Uiteraard kunnen we verwachten dat ook de factor gezinsinkomen een belangrijke invloed heeft op de participatieniveaus, maar omwille van het groot aantal ontbrekende antwoorden op deze variabele konden we inkomen niet opnemen in de analyse. Bij onze multivariate analyse (Tabel 6) maken we een onderscheid tussen enerzijds het lidmaatschap in het algemeen (Model I en II) en anderzijds het actief lidmaatschap (Model III)3. Omwille van het dichotome karakter van deze variabele doen we een beroep op een logistische regressie. Deze regressies werden uitgevoerd op de gepoolde databestanden van de middenveldsurvey en de SCV-surveys. Al de respondenten van die jaren werden dus in één groot bestand opgenomen, met in totaal meer dan 10.000 respondenten. Door het poolen van de data per jaar maken we voluit gebruik van de tijdsreeks die de afgelopen jaren werd opgebouwd door deze surveys. We hercodeerden de surveyjaren 1998 tot 2006 van 1 tot 9. De analyse van de gepoolde data voor de periode 1998-2006 bevestigt de analyse op de afzonderlijke jaren (hier niet weergegeven). We kunnen hieruit afleiden dat deze cross-sectionele waarnemingen behoorlijk consistent doorheen de tijd zijn. Gender blijft een significante invloed uitoefenen, met duidelijk lagere participatieniveaus voor vrouwen. De variabele leeftijd heeft ook een impact op het participatieniveau, maar dit effect verloopt niet zoals Putnam verondersteld. Jongeren zijn wel significant minder actief dan actieve veertigers en vijftigers, maar ze zijn anderzijds veel actiever dan de oudere groep van 55-plussers. Een andere trend zien we dan weer bij opleidingsniveau: hoger opgeleiden blijken nog steeds een actievere rol in de maatschappij te vervullen: respondenten die het hoger onderwijs met succes beëindigd hebben, zijn actiever in het verenigingsleven dan respondenten die enkel een diploma (lager) secundair hebben. Levensbeschouwing blijft wel een belangrijke factor uitoefenen op de participatieniveaus: de weliswaar kleiner wordende groep van praktiserende gelovigen, is bijna dubbel zo actief als de groep niet-gelovigen en de niet-praktiserend christelijken.

We voerden ook dezelfde analyses uit voor passief lidmaatschap, maar zij gaven dezelfde trends als in Model I en II

VERGRIJZING VAN HET VERENIGINGSLEVEN?

159

Tabel 6: Determinanten van actief lidmaatschap Alle leden Gender Man (=ref.) Vrouw Leeftijdscategorie 18-35 (=ref.) 36-55 56-75 Opleiding LSO of lager ( =ref.) Hoger secundair Hoger onderwijs Levensbeschouwing Niet-christelijk (=ref.) Christelijk, niet praktiserend Christelijk, praktiserend Surveyjaar 1998 (1) - 2006 (9) Interactie-effect 1998 (1) - 2006 (9)*18-35 (=ref.) 1998 (1) - 2006 (9)*36-55 1998 (1) - 2006 (9)*56-75 Cte Nagelkerke R2

Model I

Model II

Actieve leden Model III

0,653***

0,652***

0,707***

1,052(ns) 0,669***

0,898(ns) 0,663***

0,838(ns) 0,648***

1,273*** 1,536***

1,275*** 1,540***

1,386*** 1,913***

1,054(ns) 1,777***

1,052(ns) 1,777***

1,047(ns) 1,831***

1,060***

1,059(ns)

1,030***

2,480*** 0,050

1,032(ns) 1,003(ns) 2,497*** 0,051

1,046* 1,043* 0,878** 0,051

Binaire logistische regressie voor de gepoolde sample van de Middenveldsurvey en de SCV-surveys, 1998-2006. Afhankelijke variabele: lid van ten minste één vereniging (Model I en II), actief lid van tenminste één vereniging (Model III). N=10.088 Om na te gaan of het lidmaatschap stijgt of daalt gedurende de observatieperiode, voerden we ook het tijdstip van de bevraging in als onafhankelijke variabele. In Model I van Tabel 6 zien we een positief significant effect van het observatiejaar. Dat betekent met andere woorden dat het aantal leden van verenigingen nog significant stijgt doorheen de observatieperiode. Ook in deze multivariate analyse zien we dus dat er in Vlaanderen helemaal geen sprake is van een daling van de algemene participatie, en zelfs integendeel: de stijging in de periode 19982006 blijkt significant.

160 | Hooghe & Quintelier

In Model II breiden we de analyse van het totale lidmaatschap (actief en passief) uit met een interactie-effect. Daarmee willen we nagaan of sommige leeftijdsgroepen doorheen de tijd actiever worden dan andere. Dat blijkt gedeeltelijk het geval voor de groep tussen de 36 en de 55 jaar, maar dit verschil is niet significant. In deze analyse vinden we dus geen sluitende aanwijzing voor een mogelijke vergrijzing van het ledenbestand van de Vlaamse verenigingen. In Model III verrichten we net dezelfde analyse, maar met deze keer enkel het actieve lidmaatschap. We vinden hier grotendeels dezelfde effecten, zij het dat de oververtegenwoordiging van de hogeropgeleiden hier nog veel sterker is. Ook voor de actieve leden is er een significante stijging doorheen de tijd. Belangrijker is echter dat de interactie-effecten in deze analyse wel significant zijn. De groep boven de 36 jaar gaat gedurende de observatieperiode dus op een meer intense manier participeren, in vergelijking met de groep onder de 35 jaar. Voor de groep van de actieve leden vinden we dus wel, en dit voor het eerst, een significante aanwijzing voor een veroudering van deze groep. Samenvattend kunnen we dan ook stellen dat er gedurende deze observatieperiode niet zo veel verandert in de determinanten van (actieve) participatie. In tegenstelling tot de pessimistische verwachtingen blijkt er geen daling in het lidmaatschap op te treden. We kunnen dan ook opmerken dat de doelstellingen van het Pact van Vilvoorde voor wat betreft de participatie allicht te weinig ambitieus zijn geformuleerd. Ongelijkheden met betrekking tot opleiding blijven duidelijk aanwezig, net zoals die van geslacht en kerkelijke betrokkenheid. We merken op dat de gemiddelde leeftijd van de leden licht stijgt, maar op dit ogenblik kunnen we niet stellen dat we hier te maken zouden met een systematische vergrijzingstrend. Enkel voor wat betreft de actieve leden hebben we te maken met een significante veroudering van het ledenbestand.

8. Besluit Ondanks het feit dat we bij deze dataverzameling slechts een relatief korte periode kunnen in kaart brengen, moeten we toch stellen dat we geen enkele aanwijzing vinden voor een systematische daling van de Vlaamse participatie. We zijn er ons ten volle van bewust dat onze data allicht onderhevig zijn aan sociale wenselijkheid, en bovendien slechts een beperkte periode in de tijd beslaan (1998-2006). Hierbij dient echter opgemerkt te worden dat alle eerdere studies rond dit thema beperkt waren tot univartiate of cross-sectionele analyses, en dat voor het eerst in Vlaanderen nu ook de stap gezet werd naar het opbouwen van tijdsreeksen. Het feit dat we een beroep kunnen doen op maar liefst acht observatiemomenten, sterkt ons in de overtuiging dat onze observaties waarschijnlijk niet aan toeval te wijten zijn. Ook het werken met gepoolde data, waardoor we over meer dan 10.000 observaties kunnen beschikken, sterkt ons in deze overtuiging. Of dat inderdaad het geval is, zal echter de komende jaren moeten blijken, naarmate er meer SCV-gegevens vrijkomen. We zien echter wel dat â€˜oudereâ€™

VERGRIJZING VAN HET VERENIGINGSLEVEN?

161

mensen iets actiever geworden zijn over de jaren heen. We zullen moeten afwachten of dit een trend is, aangezien de participatie van de 35-54 jarigen in 2006 piekt (Figuur 1). Het maatschappelijk middenveld in Vlaanderen is dus nog steeds in relatief goede doen, zo kunnen we stellen. Het is wel zo dat we duidelijk te maken hebben met winnaars en verliezers. De vrouwenorganisaties en de gezinsverenigingen zitten daarbij duidelijk in het kamp van de verliezers, met minder leden en ook een verouderend ledenbestand. Daar staat tegenover dat sportverenigingen nog steeds leden winnen. Er blijkt dus eerder sprake van een verschuiving dan van een vermindering van de participatie. Over de mogelijke gevolgen van deze verschuiving zijn de meningen in de internationale literatuur verdeeld. Sommigen gaan er van uit dat een sportvereniging weinig maatschappelijke meerwaarde heeft, en dat het hier vooral om een vrijetijdsfenomeen gaat. Uit een eerdere analyse (Hooghe 2003) onthouden we echter dat de democratiserende effecten van het verenigingsleven niet afhankelijk zijn van het soort activiteiten van die vereniging. Een sportvereniging kan dus net zo goed een democratiserend effect hebben als een gezinsvereniging. Ook binnen een sportvereniging is er immers sprake van interactie, samenwerking en het opbouwen van vertrouwens- en vriendschapsbanden. Vanuit dit perspectief is er dus geen reden om de verschuiving van traditionele naar meer moderne organisaties te betreuren. De klachten over een vergrijzing van het ledenbestand worden in deze analyse enigszins bevestigd: de gemiddelde leeftijd van de actieve leden blijkt inderdaad lichtjes te stijgen. We zien ook dat jongeren massaal afhaken bij een aantal traditionele organisaties, zoals de vrouwenbeweging, gezinsorganisaties en het Rode Kruis. Ten dele wordt dit gecompenseerd door de groei van het aantal leden van een aantal andere organisaties, maar in zijn geheel ziet de toestand er bij de jongeren toch iets minder rooskleurig uit dan bij de volledige bevolking. We vinden dus wel degelijk aanwijzingen voor een veroudering van het ledenbestand, maar we moeten er aan toevoegen dat in dat deze veroudering enkel voor de actieve leden ook significant is. Wel moet gesteld worden dat, ondanks het veel hogere scholingsniveau van de jongere generaties, vergeleken met eerdere cohorten, deze groep duidelijk niet veel actiever is dan de generatie van hun ouders of grootouders. We willen er in dit verband op wijzen dat er geen tegenspraak hoeft te zijn tussen de twee belangrijkste trends uit deze analyse: een groei van het aantal leden en een mogelijke vergrijzing. Het is immers zo dat mensen steeds langer gezond en dus actief blijven. Zo zijn we bijvoorbeeld bij de sportverenigingen een zeer grote groei van het aantal leden boven de 40. Enkele decennia geleden haakten leden nog massaal af op die leeftijd; nu blijven ze actief. De totale â€˜reserveâ€™ van mogelijke actieve leden wordt dus veel groter, omwille van het feit dat er meer actieve seniors beschikbaar zijn in onze samenleving. Die reserve wordt nu meer en

162 | Hooghe & Quintelier

meer aangesproken door het verenigingsleven, en dit compenseert de wat gebrekkige instroom van nieuwe, jongere leden. De veranderende demografische samenstelling van de bevolking verklaart met andere woorden waarom groei van het ledenbestand, en vergrijzing kunnen samengaan. Dit is echter geen duurzame groeistrategie, omdat we er kunnen van uitgaan dat de overgang naar een meer actieve 3de leeftijd op een gegeven ogenblik zal voltooid zijn. Op langere termijn blijven verenigingen afhankelijk van de instroom van jonge, nieuwe leden. Dat is vooral zo omdat uit verschillende onderzoeken blijkt dat participatie ook een gewoonte is, die men oppikt op relatief jonge leeftijd. De vaardigheden die men op dat ogenblik verwerft, worden dan verder mee genomen doorheen de levenscyclus. Het is met andere woorden belangrijk dat jongeren reeds in een vroege fase ervaringen opdoen met maatschappelijke participatie. Anno 2007 is er nog niet echt een probleem: een wat geringere instroom van jongere leden wordt nog meer dan volledig gecompenseerd door een aangroei van het aantal actieve oudere leden. Maar als we verder naar de toekomst kijken, zal men moeten nadenken over strategieën om jongeren weer naar het verenigingsleven te loodsen. Vooral traditionele organisaties slagen er nu nauwelijks in om contact te onderhouden met de leefwereld van jongeren, en ze worden hiervoor ‘gestraft’ met een sterke vergrijzing van hun ledenbestand. Inzake participatieniveau leidt het dan ook geen enkele twijfel dat we in 2010 de doelstellingen van het Pact van Vilvoorde zullen halen. Als we echter ook nog in 2050 op dat niveau willen blijven, wordt het tijd om na te denken over verenigingen die gemakkelijker aansluiting vinden bij de hedendaagse jongerencultuur.

Bibliografie Almond, G. & S. Verba (1963), The Civic Culture. Political attitudes and democracy in Five Nations. Princeton: Princeton University Press. Billiet, J. (1998), Sociaal kapitaal, levensbeschouwelijke betrokkenheid en maatschappelijke integratie in België. Tijdschrift voor Sociologie, 19(1), 33-54. Dalton, R. (2004), Democratic Challenges, Democratic Choices. The Erosion of Political Support in Advanced Industrial Democracies. Oxford: Oxford University Press. De Hart, J. & P. Dekker (1999), Civic Engagement and Volunteering in the Netherlands. A ‘Putnamian’ Analysis, pp. 75-107 in Jan van Deth e.a. (eds.), Social Capital and European Democracy. London: Routledge. Durlauf, S.N. (2002), Bowling Alone: A Review Essay. Journal of Economic Behavior and Organization, 47(3), 259-273. Giddens, A. (1991), The Consequences of Modernity. Cambridge: Polity Press

VERGRIJZING VAN HET VERENIGINGSLEVEN?

163

Halpern, D. (2004), Social Capital. Cambridge: Polity Press. Hooghe, M. (2003), Sociaal kapitaal in Vlaanderen. Verenigingen en democratische politieke cultuur. Amsterdam: Amsterdam University Press. Hooghe, M. (2008), Voluntary Associations and Socialization Effects, in Dario Castiglione et al. (eds.), Oxford Handbook of Social Capital. Oxford: Oxford University Press. Hustinx, L. (2001), Individualisation and New styles of youth volunteering: An empirical exploration. Voluntary Action, 3(2), 57-76. Hustinx, L. (2005), Weakening Organizational Ties? A Classification of Styles of Volunteering in the Flemish Red Cross. Social Service Review, 79(4), 624-652. Jordan, G. & W. Maloney (1997), The Protest Business? Mobilizing campaign groups. Manchester: Manchester University Press. Lemann, N. (1996), Kicking in groups. Atlantic Monthly, 277(4), 22-26. Listhaug, O. & Gronflaten, L. (2007), Civic Decline? Trends in Political Involvement and Participation in Norway, 1965-2001. Scandinavian Political Studies, 30(2), 272-299. Meireman, K. (1999), Individualisering en het verenigingsleven. De Kristelijke Arbeidersvrouwen (KAV) als casestudy. Tijdschrift voor Sociologie, 20(3-4), 395-414. Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap (2004), Het pact van Vilvoorde in concrete cijfers. De opvolging van de 21 doelstellingen. Versie 1 maart 2004. Brussel: Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap. Newton, K. (1997), Social Capital and Democracy. American Behavioral Scientist, 40(5), 575-586. Norris, P. (ed., 1999), Critical Citizens. Global support for democratic government. Oxford: Oxford University Press. Offe, C. & S. Fuchs (2002), A Decline of Social Capital? The German Case, pp. 189-243 in Robert Putnam (ed.), Democracies in Flux. The Evolution of Social Capital in Contemporary Society. Oxford: Oxford University Press. Paxton, P. (1999), Is Social Capital Declining in the United States? A Multiple Indicator Assessment. American Journal of Sociology, 105(1), 88-127. Putnam, R. (1993), Making Democracy Work. Civic Traditions in Modern Italy. Princeton: Princeton University Press. Putnam, R. (1995a), Bowling Alone. America’s Declining Social Capital. Journal of Democracy, 6(1), 65-78. Putnam, R. (1995b), Tuning in, tuning out: The strange disappearance of social capital in America. Political Science and Politics, 28(4), 664-683. Putnam, R. (2000), Bowling Alone. The collapse and revival of American community. New York: Simon & Schuster. Putzel, J. (1997), Policy Arena. Accounting for the ‘dark side’ of social capital: reading Robert Putnam on Democracy. Journal of International Development, 9(7), 939-949.

164 | Hooghe & Quintelier

Scheepers P. & J. Janssen (2001), Informele aspecten van sociaal kapitaal. Ontwikkelingen in Nederland, 1970-1998, Mens en Maatschappij, 76(3), 183-201. Scheerder J., G. Pauwels & B. Vanreusel (2004), Sport en inburgering. Een empirische analyse van de relatie tussen sportbeoefening en sociaal kapitaal. Tijdschrift voor Sociologie, 25(4), 417-453. Scheerder, J. (2007), Tofsport in Vlaanderen. Groei, omvang en segmentatie van de Vlaamse recreatiesportmarkt. Antwerpen: F&G Partners Schudson, M. (1998), The Good Citizen: A History of American Civic Life. New York: Free Press. Selle, P., & K. Stromsnes (2001), Membership and democracy: Should we take passive support seriously, pp.134-147, in P. Dekker & E.M. Uslaner (eds.), Social capital and politics in everyday life. London: Routledge. SERV (2005), Het Pact van Vilvoorde geactualiseerd. Brussel: SERV. Skocpol, T. (2002), United States: From Membership to Advocacy, pp. 103-136 in Robert Putnam (ed.), Democracies in Flux. The Evolution of Social Capital in Contemporary Society. Oxford: Oxford University Press. Skocpol, T. (2003), Diminished Democracy. From membership to management in American Civic Life. Norman: University of Oklahoma Press. Stolle, D. & Hooghe, M. (2005), Inaccurate, Exceptional, One-Sided or Irrelevant? The debate about the alleged decline of social capital and civic engagement in Western societies. British Journal of Political Science, 35(1), 149-167. Studiedienst van de Vlaamse Regering (2007). VRIND 2007. Vlaamse Regionale Indicatoren 2007. Brussel, Studiedienst van de Vlaamse Regering. Surkyn, J. & Lesthaeghe, R. (2004), Value orientations and the Second Demographic Transition (SDT) in Northern, Western and Southern Europe: An update. Demographic Research, Max Planck Institute for Demographic Research, Rostock, Special Collection, Contemporary Research on European Fertility: Perspectives and Developments, 3:45-86. Vandaele, K. (2004), Een halve eeuw vakbondslidmaatschap. Een verkennende longitudinale studie naar enkele cyclische determinanten voor de ledenontwikkeling van de Belgische vakbonden, 19461995, Res Publica, 46(1), 6-32. Verba, S., K.L. Schlozman & H. Brady (1995), Voice and Equality. Civic Voluntarism in American Politics. Cambridge: Harvard University Press. Völker, B. (red., 2005), Gemeenschap der burgers. Sociaal kapitaal in buurt, school en verenigingen. Amsterdam: Amsterdam University Press. Wollebæk, D. & P. Selle (2002a), Passive Support: No Support at All? Nonprofit Management and Leadership, 13(2), 87-203 Wollebæk, D. & P. Selle (2002b), Does Participation in Voluntary Associations Contribute to Social Capital? The Impact of Intensity, Scope, and Type. Nonprofit and Voluntary Sector Quarterly, 31(1), 32-61.

VERGRIJZING VAN HET VERENIGINGSLEVEN?

165

WollebĂŚk, D. & P. Selle (2003), The Importance of Passive Membership for Social Capital Formation, pp. 67-88 in M. Hooghe & D. Stolle (eds.) Generating Social Capital. Civil society and institutions in comparative perspective. New York: Palgrave.

166 | Hooghe & Quintelier

Een verhaal over schatten Vergelijkende validering van de meetinstrumenten voor cultuurparticipatie in de surveys ‘Sociaal-Culturele Verschuivingen’ en ‘Cultuurparticipatie in Vlaanderen 2003-2004’ John Lievens & Hans Waege • Vakgroep Sociologie, Universiteit Gent

1. Inleiding Het meten van feitelijk gedrag via retrospectieve vragenbatterijen in een gestandaardiseerde vragenlijst is geen evidente aangelegenheid. Onderzoekers zowel als beleidsmakers willen zich baseren op zo volledig en accuraat mogelijke feitelijke informatie over het gedrag van respondenten voor het schetsen van kerncijfers, trends en het verklaren van verschillen in de populatie. Nochtans is genoegzaam bekend dat de concrete bevragingswijze, door o.a. de invloed van herinneringsfouten en sociale wenselijkheid in het antwoordproces, de verkregen antwoorden in belangrijke mate kan beïnvloeden. Eerder dan de beoogde accurate informatie kunnen vragen naar gedrag dan onnauwkeurige cijfers opleveren. Deze problematiek is acuut onder meer in het domein van de meting van gedrag in de vrijetijdssfeer in het algemeen en m.b.t. deelname aan het culturele leven in het bijzonder. Voor dergelijke activiteiten die tot de dagelijkse leefsfeer van respondenten behoren en geen ingrijpend karakter hebben (in tegenstelling tot bvb. het krijgen van kinderen, ...) kan bezwaarlijk worden verondersteld dat respondenten zomaar accuraat kunnen aangeven welke activiteiten ze hebben verricht en hoe vaak ze dit deden over een relatief lange periode. De concrete bevragingswijze kan dan in het bijzonder in dit domein een substantiële invloed uitoefenen op de verkregen antwoorden. Het onderzoek naar cultuurparticipatie kenmerkt zich, ook in de internationale context, door een grote variatie aan meetinstrumenten, gebaseerd op vaak verschillende definities van cultuur en deelname, en ad-hoc interessesferen. Bovendien wordt het vaak gekenmerkt door een relatieve blindheid voor de validiteit en betrouwbaarheid van de gehanteerde meetinstrumenten. In de Vlaamse context bestaat de unieke mogelijkheid om de validiteit van vragenbatterijen voor het meten van cultuurparticipatie grondig te onderzoeken. Enerzijds is er de jaarlijkse survey naar sociaal-culturele verschuivingen (SCV) die reeds een lange traditie heeft in het meten van o.a. deelname aan het culturele veld. Anderzijds is er de survey ‘Cultuurparticipatie

METEN VAN CULTUURPARTICIPATIE

167

in Vlaanderen 2003-2004â€™ (CPS) die cultuurparticipatie niet alleen in meer detail meet maar ook een vernieuwend meetinstrument hanteert met het oog op een verhoogde validiteit. Dit hoofdstuk betreft een vergelijkende validering van de meetinstrumenten voor cultuurparticipatie in deze twee surveys. Het beoogt daarmee niet enkel een verhoogde methodologische kwaliteit van de meting van gedrag in de culturele sfeer maar is in het bijzonder beleidsrelevant. Gebruik van kennis uit wetenschappelijk onderzoek in de beleids- en beheerscyclus vergt immers dat gegevens voldoen aan de meest strikte eisen van methodologische kwaliteit en rigiditeit. De onderzoeksvragen die deze bijdrage wil beantwoorden zijn: 1 In welke mate leveren de verschillende meetinstrumenten in de SCV-survey en de CPSsurvey verschillende participatiecijfers en inzichten? 2 Zijn deze eventuele verschillen sector-specifiek? 3 Hoe kunnen de eventuele verschillen begrepen worden vanuit de verschillen in meetinstrumenten? 4 In welke mate zijn de twee alternatieve meetinstrumenten in staat om theoretisch verwachte en reeds in ander onderzoek empirisch vastgestelde verschillen in cultureel gedrag te detecteren (constructvalidering)? We brengen m.a.w. een verhaal over de zoektocht naar het betrouwbaar en op valide wijze schatten van cultuurparticipatie in de Vlaamse bevolking. Belangrijk uitgangspunt hierin is de bevinding uit de methodologische onderzoeksliteratuur dat respondenten geneigd kunnen zijn in surveys hun eigen gedrag (of verhaal) te overschatten. Het betreft dan vooral een zoektocht naar middelen die ingezet kunnen worden om deze overschatting of overrapportering tegen te gaan en een evaluatie van die middelen. Hiertoe vergelijken we de participatiecijfers zoals ze gegenereerd worden door de twee alternatieve meetinstrumenten en bekijken we in welke mate ze in staat zijn theoretische verwachtingen in cultuurparticipatie te detecteren. Eerst situeren en motiveren we het opzet van dit onderzoek.

2. Situering Gegevens afkomstig uit surveys zijn slechts bruikbaar in de mate dat ze valide en betrouwbaar zijn. Dit wil zeggen dat de meetinstrumenten (vragenbatterijen) die in een gestandaardiseerde vragenlijst aan een representatieve steekproef uit een bevolking worden voorgelegd effectief meten wat ze beogen te meten (valide zijn) en als de meting mocht overgedaan worden dat ze dezelfde antwoorden genereren, als de condities uiteraard constant bleven (betrouwbaarheid). Zowel de beleidsmaker die zich voor de beleidsvoorbereiding en -evaluatie ondersteund wil

168 | Lievens & Waege

weten van kerncijfers uit surveys als de onderzoeker die peilt naar sociale processen, trends en verschillen in de bevolking, willen zich baseren op gegevens die voldoen aan de hoogst mogelijke eisen van methodologische kwaliteit en rigiditeit. Als de kwaliteit van de gegevens ter discussie staat, kunnen de stellingen die erop gebaseerd zijn immers sterk worden ondergraven. Validiteit en betrouwbaarheid zijn allesbehalve evidenties in survey-onderzoek. Ze vergen een constante en systematische aandacht voor alle processen die mogelijk voor vertekening kunnen zorgen bij de dataverzameling, gaande van het ontwerp van een vragenlijst tot de fase dat een respondent de voorgelegde vragen beantwoordt. De wijze waarop vragen worden verwoord, hoe ze worden ingeleid, welke antwoordmogelijkheid ter beschikking staan, in welke volgorde ze worden gesteld en hoe ze door een interviewer worden overgebracht in een mondeling interview zijn slechts enkele van de vele elementen die een invloed kunnen hebben op het antwoordproces van degene die de vragen voorgelegd krijgt. Bij elk van die elementen dienen de nodige garanties ingebouwd te worden dat het uiteindelijke antwoord dat een respondent geeft valide en betrouwbaar is. Hier focussen we op ĂŠĂŠn element in die kwaliteitsketen, namelijk op dat van de vraagformulering. Bij complexe en abstracte begrippen is de meting per definitie geen vanzelfsprekendheid. Er zijn nu eenmaal geen tools beschikbaar om op directe wijze na te gaan hoe een respondent denkt over etnische minderheidsgroepen, in welke mate hij/zij individualistisch is ingesteld of hoe onveilig hij/zij zich voelt. De zoektocht naar valide en betrouwbare meetinstrumenten voor dergelijke concepten heeft dan ook een zeer uitgebreide literatuur aan methodologisch onderzoek opgeleverd, waarin voor een hele reeks concepten standaard meetinstrumenten worden voorgesteld. Elk onderzoek dat dergelijke abstracte en complexe concepten beoogt te meten zal dan ook gebruik maken van vragenbatterijen die reeds uitvoerig getest zijn en waarvan de vastgestelde kwaliteit zo hoog als mogelijk is. Het gebruik van internationaal gevalideerde meetinstrumenten, in zoverre beschikbaar, is in deze dan ook een quasi natuurlijke reflex van elke rechtgeaarde onderzoeker. Iets anders lijkt het te liggen bij de meting van feitelijk gedrag. Daar zijn voor veel sectoren van het menselijk handelen geen standaard internationaal gevalideerde meetinstrumenten voorhanden. De veronderstelling lijkt dan wel dat feitelijk gedrag gemakkelijker correct te meten zou zijn en dat vertekenende factoren in het antwoordproces door elementen in de vraagformulering minder urgent zouden zijn. De concrete wijze waarop een bepaald gedrag wordt gemeten in verschillende surveys wordt dan ook vaak gekenmerkt door een grote mate van diversiteit. Zo kan bijvoorbeeld worden vastgesteld dat voor de meting van hoeveel keer iemand naar een concert gaat er ongeveer evenveel verschillende meetinstrumenten gebruikt

METEN VAN CULTUURPARTICIPATIE

169

worden als er verschillende onderzoeken naar zijn. De concrete wijze waarop een gedraging in een specifieke survey wordt gemeten, lijkt dan vooral ingegeven door de overtuigingen van de betrokken onderzoekers en de specifieke context waarin de survey wordt georganiseerd, naast het respect voor een aantal methodologische basisprincipes. Nochtans is in een aantal sectoren van het menselijk handelen vastgesteld dat het gemeten gedrag niet noodzakelijk overeenkomt met het werkelijke gedrag. Een typische vaststelling van dergelijk methodologisch onderzoek is dat respondenten geneigd kunnen zijn om in hun antwoord op vragen die peilen naar gedrag een overrapportering van hun gedrag te geven. Een zeer duidelijke indicatie hiervoor wordt o.a. waargenomen in het onderzoek naar kiesgedrag in de Verenigde Staten. Als het percentage van de respondenten dat in nationaal representatieve surveys aangeeft gestemd te hebben, geconfronteerd wordt met de officiële opkomstcijfers bij de verkiezingen blijkt dat een kwart tot een derde van degenen die in een survey zeggen dat ze gestemd hebben dit eigenlijk niet hebben gedaan (o.a. Bernstein e.a. 2001, 23; Duff e.a. 2007, 69). Ook in andere sectoren is vastgesteld dat repondenten geneigd kunnen zijn bij vragen die peilen naar ‘het deelnemen aan’ of ‘het meemaken van’ hun gedrag en ervaringen te overrapporteren. Dit is vastgesteld in een brede waaier domeinen zoals o.a. het bijwonen van religieuze diensten (o.a. Hadaway e.a. 1998; Presser & Stinson 1998), het slachtofferschap van misdrijven (Li e.a. 2003), de bijdrage tot huishoudelijke taken (Press & Townsley 1998), het aantal verschillende jobs (Belli e.a. 2001) en het doktersbezoek (Loftus e.a. 1990). Dat respondenten hun gedrag overschatten heeft op twee vlakken belangrijke implicaties. Ten eerste leidt het tot een evidente overschatting van het voorkomen van een bepaald gedrag. Als een niet onbelangrijk deel van de respondenten in een survey aangeeft dat ze een bepaalde handeling (frequenter) stelden terwijl ze dit feitelijk niet deden (of minder frequent) worden de schattingen van het voorkomen van dit gedrag overschat. Zo kan uit het eerder aangehaalde onderzoek naar overrapportering van stemgedrag in de Verenigde Staten afgeleid worden dat dit leidt tot een overschatting van het percentage kiezers met ca. 20 percentagepunten. Indien uit een survey blijkt dat deelname aan verkiezingen bij ca. 70% van de kiesgerechtigden voorkomt, is dit in werkelijkheid slechts 50%. Deze overrapportering blijkt relatief constant in de tijd (1972-2002) (o.a. Bernstein e.a. 2001, 23; Duff e.a. 2007, 69). Dergelijke mate van overschatting kan belangrijke gevolgen hebben. In de beleidsvoering en -evaluatie maken overheden immers meer en meer gebruik van prevalentie- en participatiecijfers om hun beleidsacties voor te bereiden, te sturen en te evalueren. Als het cijfermateriaal overschat is, kan dit tot foutieve conclusies leiden. Voor vele domeinen van het menselijk handelen vormen surveys bovendien de enige bron om de mate van voorkomen van gedrag vast te stellen. In

170 | Lievens & Waege

het gebrek aan bevolkingscijfers ligt net de meerwaarde van surveys om prevalentie- en participatiecijfers bloot te leggen. Een tweede implicatie houdt verband met de vraag wie in een survey het eigen gedrag overrapporteert. Indien het zo mocht zijn dat degenen die een overschatting geven van hun gedrag niet systematisch verschillen van zij die hun gedrag waarheidsgetrouw rapporteren in een survey stelt zich geen bijkomend probleem bovenop het hierboven besproken probleem van overschatting van prevalentie- en participatiecijfers. Indien dit echter wel het geval is, leidt dit tot het bijkomende probleem dat het onderzoek naar wie wel en wie niet, en wie minder en wie meer, een bepaald gedrag vertoont, vertroebeld wordt. Het onderzoek naar de oorzaken van verschillen in gedrag wordt dan vertekend doordat verschillen in gedrag vermengd zijn met verschillen in de neiging om het eigen gedrag te overrapporteren. Aangezien surveydata niet toelaten om de ‘overrapporteerders’ te identificeren is er dan geen enkele manier om de werkelijke verschillen van de gerapporteerde verschillen te onderscheiden. In die domeinen waarin via experimentele designs specifiek onderzoek werd verricht naar het fenomeen van overrapportering werden sterke indicaties geobserveerd dat zij die hun gedrag overrapporteren wel degelijk systematisch verschillen van zij die hun gedrag waarheidsgetrouw in een survey rapporteren. Zo bleek uit het onderzoek naar stemgedrag dat personen die zich sterk betrokken voelen bij politieke issues, een sterke voorkeur hebben voor een bepaalde kandidaat of behoren tot een groep die het stemrecht heeft moeten afdwingen (Afro-Amerikanen) meer dan anderen geneigd zijn aan te geven dat ze gingen stemmen, terwijl ze dit niet deden (Duff e.a. 2007). Ook in andere domeinen werden systematische verschillen vastgesteld tussen zij die overrapporteren en zij die dit niet deden (o.a. Press & Townsley 1998; Loftus e.a. 1990). Het niet-willekeurige karakter van overrapportering bemoeilijkt dan het onderzoek naar de onderliggende oorzaken en processen die verschillen in gedrag kunnen helpen verklaren. Het voorgaande leidt ons tot de vraag waarom mensen hun gedrag overrapporteren in surveys. Twee samenhangende fenomenen kunnen hiervoor aangeduid worden. Het eerste betreft het herinneringseffect. Standaard wordt in vragen die peilen naar het voorkomen van gedrag een referentieperiode vermeld. Er wordt dan gevraagd hoe vaak de respondent een bepaalde activiteit heeft verricht in het voorbije jaar (of een andere referentieperiode). Het is daarbij goed mogelijk dat respondenten zich niet getrouw kunnen herinneren of en hoe vaak ze precies in de gevraagde periode een bepaalde activiteit deden. Door fouten in het geheugen kunnen respondenten dan mogelijk aangeven dat ze een bepaalde handeling stelden in de voorgestelde referentieperiode terwijl ze dit eigenlijk daarbuiten deden of gewoon maar een algemene inschatting geven van wat ze denken ‘normaal’ te doen. Naarmate de referentieperiode langer is, wordt de kans op dergelijke fouten groter.

METEN VAN CULTUURPARTICIPATIE

171

Het herinneringseffect kan bovendien versterkt worden door het tweede fenomeen dat kan leiden tot overrapportering en dat aangeduid wordt als sociale wenselijkheid in het antwoordproces. Vooral in de situatie van een mondeling interview waarbij de respondent face-to-face geconfronteerd wordt met een interviewer kan de respondent zijn of haar antwoord sturen in de richting van wat hij of zij percipieert als een verwacht en sociaal wenselijk antwoord. Als een respondent bijvoorbeeld het idee heeft dat het goed staat om te gaan stemmen, wel eens een culturele activiteit mee te pikken, of de actualiteit te volgen, kan de neiging bestaan om mee te delen dat hij/zij dit effectief doet terwijl dit feitelijk niet, of minder, of niet in de gevraagde referentieperiode, het geval is. Aangezien het onmogelijk is om de mate van overrapportering in een survey achteraf in te schatten (tenzij met specifieke experimentele designs) of de overrapporteerders te identificeren, is het dan mogelijk het te voorkomen ? Het antwoord moet gezocht worden in de processen die het veroorzaken. Om de vertekenende invloed van herinneringsfouten zoveel mogelijk te vermijden of tenminste te reduceren kan de respondent geholpen worden door het gebruik van o.a. korte referentieperiodes, het geven van concrete aanwijzingen wanneer de referentieperiode start en het duidelijk definiëren van de gevraagde activiteit en de antwoordmogelijkheden. Ook om sociale wenselijkheid in het antwoordproces zoveel mogelijk te reduceren kunnen maatregelen genomen worden, zoals het degelijk trainen van interviewers om hun vragen zo neutraal mogelijk te stellen, een inleidend tekstje voorzien waarin wordt aangegeven dat het normaal is om iets niet te doen, de vragen zo te ordenen dat wie weinig doet dit niet vele malen na elkaar moet aangeven, en het vermijden van brede, algemene antwoordcategorieën die de indruk kunnen wekken dat de middencategorie het meest ‘normale’ antwoord is. Standaard inleidende werken in sociaal-wetenschappelijke methodologie zoals Billiet & Waege (2001) geven een uitgebreid overzicht van haalbare opties om sociale wenselijkheid zoveel mogelijk tegen te gaan. Ter illustratie van het mogelijk effect van de concrete vraagverwoording kunnen we terug het voorbeeld aanhalen van het onderzoek naar overrapportering van kiesgedrag in de Verenigde Staten. Door in 2002 een nieuwe vraag te hanteren, met een inleidende zin dat mensen soms niet gaan stemmen omwille van ziekte of geen tijd en nieuwe bijkomende antwoordcategorieën te voorzien met sociaal aanvaardbare uitvluchten om niet te stemmen, werd de graad van overrapportering gereduceerd van 25 naar 17 percentagepunten. De mogelijkheid dat respondenten hun gedrag overrapporteren in een survey is een goed gedocumenteerd gegeven. We kunnen vermoeden dat dit niet anders gesteld is bij vragen die peilen naar het culturele gedrag van respondenten. Voor dergelijke activiteiten die tot de dagelijkse leefsfeer van respondenten behoren en geen ingrijpend karakter hebben kan bezwaarlijk worden verondersteld dat respondenten zomaar accuraat kunnen aangeven welke activiteiten ze hebben verricht en hoe vaak ze dit deden over een relatief lange periode. Bovendien is

172 | Lievens & Waege

cultuurdeelname iets wat in brede groepen in de samenleving wordt gezien als behorend tot het ‘gewone’ leven en wenselijk of nastrevenswaardig is, ondanks mogelijke drempels om het effectief te doen (geen tijd, druk professioneel en gezinsleven, financiële drempels, ...). Dat sociale wenselijkheid in het antwoorden op vragen over cultuurparticipatie een invloed kan hebben, kan dan geenszins worden uitgesloten. Om het effect van een verschillende vraagstelling op de bekomen informatie te onderzoeken vergelijken we twee Vlaamse surveys die allebei cultuurparticipatie meten. De eerste is de survey ‘Sociaal-Culturele Verschuivingen’ (SCV - Studiedienst van de Vlaamse Regering) die reeds een lange traditie heeft in het meten van o.a. deelname aan het culturele veld. Het daar gehanteerde meetinstrument voor cultuurparticipatie sluit nauw aan bij de internationaal meest gangbare traditie, gekenmerkt door o.a. een relatief lange referentieperiode (1 jaar), een brede categorisering van culturele activiteiten, gesloten antwoordcategorieën en het voorleggen van een opeenvolgende reeks activiteiten. De tweede is de survey ‘Cultuurparticipatie in Vlaanderen 2003-2004’ (CPS - Steunpunt Re-Creatief Vlaanderen) die een fijnere meting van cultuurparticipatie bevat en waarin specifieke maatregelen werden geïntroduceerd om de validiteit van het meetinstrument te verhogen. In dit hoofdstuk gaan we in op de verschillende antwoorden die de twee alternatieve meetinstrumenten voor cultuurparticipatie opleveren. We bespreken de verschillen in de geschatte participatiecijfers en gaan vervolgens na in welke mate ze in staat zijn om theoretisch verwachte verschillen in cultuurparticipatie te detecteren. Eerst lichten we de twee datasets toe, waarbij we uitgebreid stilstaan bij de verschillen in de gehanteerde meetinstrumenten voor cultuurparticipatie.

3. Gegevens 3.1. Datasets Eerst lichten we beknopt de twee surveys toe die we hanteren in onze vergelijkende validering van meetinstrumenten voor cultuurparticipatie: de survey ‘Sociaal-Culturele Verschuivingen 2004’ (SCV - Studiedienst van de Vlaamse Regering) en de survey ‘Cultuurparticipatie in Vlaanderen 2003-2004’ (CPS - Steunpunt Re-Creatief Vlaanderen). Qua dataverzameling en onderzoeksdesign zijn deze twee surveys sterk vergelijkbaar1: de data zijn in dezelfde periode verzameld door hetzelfde marktonderzoeksbureau, met telkens strikte procedures voor kwali1

Het enige fundamantele verschil tussen beide onderzoeksdesigns is de behandeling van weigeraars. Respondenten die weigerden aan het onderzoek deel te nemen werden enkel in de CPS-survey opnieuw benaderd door een andere interviewer in een poging vooralsnog een interview af te nemen (wat bij 200 personen of 14% van alle weigeraars ook lukte).

METEN VAN CULTUURPARTICIPATIE

173

teitsopvolging en -bewaking tijdens de dataverzameling, de interviewers volgden een analoge opleiding (die voor CPS sterk gebaseerd was op die van SCV), het betreft mondelinge computer ondersteunde interviews bij een steekproef die representatief is voor Vlaanderen en Brussel, de responscijfers zijn vergelijkbaar, en de data zijn achteraf volgens dezelfde criteria gewogen om de verdeling in Vlaanderen naar leeftijd, geslacht en opleidingsniveau te weerspiegelen.

3.1.1 Survey naar Sociaal-culturele verschuivingen in Vlaanderen 2004 (SCV) De survey naar sociaal-culturele verschuivingen in Vlaanderen is een jaarlijkse survey van de Studiedienst van de Vlaamse Regering waarmee de Vlaamse Overheid wil nagaan met welke problemen Vlamingen te maken krijgen, wat ze verwachten van de toekomst en hoe ze staan tegenover een aantal overheidsmaatregelen. De survey bevat vragenbatterijen voor verschillende beleidsdomeinen met jaarlijks een vast en een periodiek variabel deel. Voor onze vergelijking van de meetinstrumenten voor cultuurparticipatie kiezen we voor de dataverzameling van 2004 (Carton e.a. 2004), zodat de periode van dataverzameling overlapt met die van de cultuurparticipatiesurvey. Deze keuze biedt de beste garantie om te controleren voor mogelijke verschillen in de tijd m.b.t. cultuurparticipatie. Tussen 17 maart en 12 juli 2004 werden 1.554 mondelinge interviews gerealiseerd met 18 tot 85 jarige Belgen wonend in Vlaanderen of Brussel. De respons bedroeg 70,7% van de inzetbare adressen.

3.1.2 Survey ‘Cultuurparticipatie in Vlaanderen 2003-2004’ (CPS) De survey ‘Cultuurparticipatie in Vlaanderen 2003-2004’ (Lievens e.a. 2006), hierna verkort aangeduid als cultuurparticipatiesurvey (CPS), werd op vraag van de Vlaamse Overheid verricht door het Steunpunt voor beleidsrelevant onderzoek Re-Creatief Vlaanderen om de lacune aan systematische en gedetailleerde informatie over het culturele gedrag van Vlamingen in te vullen. Tussen oktober 2003 en oktober 2004 werd een representatieve steekproef van 2.849 Vlamingen tussen 14 en 85 jaar oud gedetailleerd bevraagd over hun cultureel gedrag. Cultuur wordt daarbij breed ingevuld. Niet enkel de schone kunsten maar ook meer alledaagse vormen van cultuurbeleving, amateurkunstbeoefening, mediagebruik, het sociale leven en het recreatief uitgaansleven komen aan bod. De aandacht gaat zowel naar participatie aan buitenshuizige activiteiten als cultuurconsumptie thuis. Naast participatie in gedetailleerde categorieën werd informatie verzameld over drempels voor verhoogde participatie, smaakvoorkeuren, participatiemotieven, verwachtingen, de sociale context van participatie, informatieverwerving, gebruik van voorzieningen, maatschappelijke oriëntatie en sociale achtergrond.

174 | Lievens & Waege

In totaal werden 2.849 interviews gerealiseerd met 14 tot 85 jarige Belgen wonend in Vlaanderen of Brussel. De respons bedroeg 61% van de inzetbare adressen. Omwille van de vergelijkbaarheid met de SCV-dataset gebruiken we hier enkel de respondenten in de leeftijdsrange 18-85 (n=2.640).

3.2 Twee alternatieve meetinstrumenten voor cultuurparticipatie Het opzet en de doelstellingen van de SCV- en de CPS-survey zijn fundamenteel verschillend. Waar de CPS-survey de unieke mogelijkheid biedt om diepgaand en gedetailleerd in te gaan op cultureel gedrag en attitudes moet de SCV-survey vragen vanuit vele beleidsdomeinen beantwoorden. Het is dan ook voor de hand liggend dat de SCV-survey een veel beperktere ruimte heeft om in te gaan op cultuurparticipatie dan de SCV-survey. De meting van cultuurparticipatie in de SCV-survey beperkt zich dan ook tot een selectie van culturele gedragingen die alle buitenshuizig zijn. Over cultuurparticipatie thuis zijn geen gedetailleerde vragen opgenomen, noch over de attitudes, motieven en drempels rond cultuurparticipatie. De keuze van welke vormen van cultuurparticipatie in de vergelijkende validering hier worden opgenomen wordt dan ook bepaald door de informatie die beschikbaar is in de SCV-survey. We starten daarom met het bespreken van het meetinstrument voor cultuurparticipatie daar om vervolgens in te gaan op de verschillen met het meetinstrument in de CPS-survey.

3.2.1 Survey naar Sociaal-culturele verschuivingen in Vlaanderen 2004 (SCV) Cultuurparticipatie wordt in de SCV-survey gemeten door aan alle respondenten een lijst voor te leggen van activiteiten en achtereenvolgens voor elke activiteit te vragen naar de frequentie waarmee men die deed gedurende het voorbije jaar. De volledige lijst bevat achttien activiteiten, met naast de culturele activiteiten die we hier in de vergelijking beschouwen ook de activiteiten: “naar een sportwedstrijd gaan”, “zelf sportief actief bezig zijn”, “bossen of natuurgebieden bezoeken”, “naar de bibliotheek gaan”, en “zelf creatief of kunstzinnig bezig zijn”. De gestelde vraag luidt “Ik zal nog enkele activiteiten voorlezen. Kunt u me zeggen hoe dikwijls u deze activiteiten het voorbije jaar heeft gedaan ?”. De hier beschouwde activiteiten zijn: • “naar een klassiek concert/festival gaan” • “naar een opera gaan” • “naar een rock- of popconcert/festival gaan” • “naar een jazz- of bluesconcert gaan” • “naar een folkloristisch of traditioneel concert/festival gaan” • “naar een ballet of dansuitvoering van een professioneel gezelschap gaan” • “naar een ballet of dansuitvoering van een amateursgezelschap gaan”

METEN VAN CULTUURPARTICIPATIE

175

• “naar de bioscoop gaan” • “naar een theater of toneelvoorstelling van een professioneel gezelschap gaan” • “naar een theater of toneelvoorstelling van een amateursgezelschap gaan” • “een museum, tentoonstelling of galerij bezoeken in België” • “een museum, tentoonstelling of galerij bezoeken in het buitenland” • “bezienswaardige gebouwen of monumenten bezoeken” De vijf voorgelegde antwoordcategorieën zijn: “nooit”, “één keer per jaar”, “meerdere keren per jaar”, “één keer per maand”, en “meerdere keren per maand” (naast afzonderlijke categorieën voor “weet niet” en “geen antwoord”). Deze vragenbatterij kwam bijna helemaal op het einde van de vragenlijst, enkel gevolgd door vragen over het gevoel van fierheid om Vlaming te zijn, de attitudes m.b.t. privacy, de evaluatie van het interview en de attitudes t.a.v. survey-onderzoek in het algemeen. De opbouw en vraagverwoording van deze vragenbatterij is sterk gelijklopend met degene die in veel internationaal onderzoek gehanteerd wordt om deelname aan buitenshuizige culturele activiteiten te meten, zoals gekenmerkt door: het voorleggen van een lange lijst aan activiteiten, de referentieperiode van één jaar, de brede categorisering van het culturele aanbod, en het gebruik van gesloten, brede antwoordcategorieën.

3.2.2 Survey ‘Cultuurparticipatie in Vlaanderen 2003-2004’ (CPS) De survey ‘Cultuurparticipatie in Vlaanderen 2003-2004’ biedt de unieke opportuniteit om cultureel gedrag en attitudes rond cultuur en cultuurdeelname in zijn volle breedte maar tegelijk in zo fijn mogelijk detail te meten. Het opzet is om een breedbeeld hoge resolutiefoto van cultuurdeelname en culturele attitudes te maken. Nieuwe meetinstrumenten dienden dan ook ontwikkeld te worden om deze doelstellingen te realiseren. Daarbij werd van meet af aan de optie genomen om de hogerop aangehaalde bekommernissen rond de mogelijk vertekenende invloed van herinneringsfouten en sociale wenselijkheid in het antwoordproces zoveel mogelijk in de vraagverwoordingen en de opbouw van de vragenlijst in te calculeren. De meetinstrumenten, ook voor deelname aan buitenshuizige culturele activiteiten, verschillen dan ook fundamenteel van degene die gangbaar in internationaal onderzoek en ook in de SCV-survey worden gehanteerd. Deze alternatieve benadering kenmerkt zich door volgende elementen: • het gebruik van een kortere referentieperiode; Het gebruik van een kortere referentieperiode dan in ander onderzoek gebruikelijk is, moet respondenten toelaten zich nauwkeuriger te herinneren aan welke activiteiten ze deelnamen. Standaard wordt zes maanden als referentieperiode gebruikt. In de vraagver-

176 | Lievens & Waege

woording wordt steeds de start van de referentieperiode (begin, midden of einde van een maand) expliciet aan de respondent meegedeeld als geheugensteun. • het gebruik van een fijnere categorisering van het culturele aanbod; Het peilen naar participatie in fijne categorieën (bvb. verschillende soorten concerten) eerder dan in zeer brede categorieën (bvb. ‘een concert’) geeft meer valide en betrouwbare informatie die bovendien een hogere beleidswaarde heeft. • het gebruik van dubbele filters; Eerder dan een lange lijst activiteiten voor te leggen, wordt elke brede soort activiteiten voorafgaan door een algemene filtervraag. Wie niet participeert aan een breed gedefinieerde cultuurvorm (bvb. een concert) krijgt meer gedetailleerde vragen niet voorgeschoteld, maar krijgt vragen die peilen naar de reden van niet-participatie. Wie wel deelneemt, krijgt vragen die peilen naar participatie in gedetailleerde categorieën van het aanbod. Daarbij wordt terug een filter gebruikt. Eerst wordt gevraagd naar al dan niet deelname vooraleer te vragen hoe dikwijls aan een bepaalde activiteit wordt deelgenomen. Indien geen filter wordt gebruikt, wordt het voor een niet-participant immers moeilijk om telkens opnieuw aan te geven dat hij of zij niet participeerde. Door sociale wenselijkheid in de situatie van een mondeling interview kan dit leiden tot overrapportering. Bij de verwoording van de algemene filtervraag is ervoor gezorgd dat alle categorieën die achter de filtervraag zouden worden voorgelegd steeds gevat worden. Waar dit, omwille van de sterke diversiteit van het culturele aanbod, niet mogelijk is, wordt ook geen algemene filtervraag gebruikt. Dit is voor de analyse hier het geval voor de sectoren van de podiumkunsten en erfgoed. Omwille van het zeer diverse aanbod in die sectoren blijkt het onmogelijk een bevattelijke algemene eerste filtervraag te genereren die alle onderliggende categorieën van het aanbod kan vatten. • antwoorden genereren met een open antwoordalternatief; In plaats van de frequentie van participatie te meten met antwoordcategorieën als ‘een paar keer per jaar’, ‘meerdere keren per maand’, ... wordt hier via een open vraag naar het aantal keer gepeild dat iemand participeerde. Het voorleggen van een reeks gesloten antwoordcategorieën kan immers onbedoeld de suggestie wekken dat de antwoordschaal de werkelijke verdeling in de populatie weergeeft, met de middengroep als het ‘gemiddelde’ en de extreme categorieën als eerder uitzonderlijk. Hierdoor kan een respondent die weinig of niet participeert omwille van sociale wenselijkheid geneigd zijn om zich in een hogere participatiecategorie te plaatsen dan feitelijk het geval is. Dit effect wordt bovendien versterkt als vele activiteiten kort na elkaar op dezelfde manier worden bevraagd. Een bijkomende motivatie om te vragen naar het aantal keer is dat de vaak gebruikte gesloten antwoordcategorieën de respondent in verwarring kunnen brengen door het mengen van de intensiteit van participatie en de regelmaat ervan. • het minimaliseren van volgorde-effecten. Antwoorden op vragen kunnen mee beïnvloed worden door vragen die eerder in de vragenlijst worden gesteld. Daarom worden in deze survey de gedetailleerde cultuurvormen

METEN VAN CULTUURPARTICIPATIE

177

binnen elke bredere sector in louter willekeurige volgorde voorgelegd. Concreet houdt dit in dat de volgorde waarin respondenten de gedetailleerde cultuurvormen voorgelegd krijgen (binnen een blok) verschilt van respondent tot respondent. Als alle respondenten samen worden genomen, kan dit leiden tot meer valide participatiecijfers. Een andere maatregel in dit verband is dat vragenblokken over kunstenparticipatie worden afgewisseld met vragen waarop ook niet-kunstenparticipanten een zinvol antwoord kunnen geven (met behoud van een vaste volgorde). Dit om te vermijden dat niet-participanten vele keren na elkaar zouden moeten aangeven dat ze niet participeerden. Niet-participanten krijgen bovendien per sector een vragenbatterij die peilt naar de reden dat ze niet participeren. De combinatie van deze maatregelen moet leiden tot een meer betrouwbare en valide meting van cultuurparticipatie dan in eender welk ander onderzoek het geval is. Nadeel is dat door het gebruik van nieuw ontwikkelde meetinstrumenten geen directe vergelijkingen in tijd of ruimte mogelijk zijn. We geven hieronder de meetinstrumenten weer die betrekking hebben op dezelfde sectoren van cultureel gedrag als degene die in de SCV-survey zijn opgenomen. Podiumvoorstellingen Heeft u de voorbije zes maanden ĂŠĂŠn van de volgende voorstellingen bijgePOD 2 woond of niet? Zo ja, hoeveel keer was dat JA NEE ongeveer de voorbije zes maanden? 1. Balletvoorstelling 1 2 ................. 2. Hedendaagse dansvoorstelling 1 2 ................. 1 2 ................. 3. Volksdans, etnische dans 4. Circus 1 2 ................. 1 2 ................. 5. Poppentheater 6. Toneelvoorstelling 1 2 ................. 7. Straattheatervoorstelling 1 2 ................. 1 2 ................. 8. Musicalvoorstelling voor kinderen 9. Musicalvoorstelling voor volwassenen 1 2 ................. 10. Revues en shows 1 2 ................. 11. Andere voorstelling 1 2 .................

178 | Lievens & Waege

Bioscoop Heeft u de voorbije zes maanden een film bekeken in een bioscoop, filmmuseum, filmclub of in een lokaal waar sporadisch films worden vertoond of niet? JA 1 ‡ FILM 5 NEE 2 ‡ LIT 1 Ik zal u nu enkele soorten bioscopen voorlezen. Zeg telkens of u de FILM 5 voorbije zes maanden een film heeft bekeken in ......... Zo ja, hoeveel keer was dat ongeveer JA NEE de voorbije zes maanden? 2 ................. 1. Bioscoopcomplex met het grote nieuwe filmaanbod 1 2. Kleine bioscoop met het nieuwe filmaanbod 1 2 ................. 1 2 ................. 3. Kleine bioscoop met het andere filmaanbod 4. Filmmuseum of filmclub 1 2 ................. 5. Lokaal waar sporadisch films worden vertoond 1 2 ................. 6. Andere bioscoop 1 2 ................. FILM 4

Concerten en festivals Heeft u de voorbije zes maanden een muziekfestival bijgewoond of niet? Met een muziekfestival bedoel ik een muziekevenement met op een zelfde dag meerdere concerten JA 1 ‡ MUZ 3 NEE 2 ‡ MUZ 4 Ik zal u nu een aantal soorten muziekfestivals voorlezen. Kan u telkens zeggen MUZ 3 of u die de voorbije zes maanden heeft bijgewoond of niet. Zo ja, hoeveel keer was dat ongeveer JA NEE de voorbije zes maanden? 1 2 ................. 1. Festival met pop of rockmuziek 2. Festival met wereldmuziek, folk of volksmuziek 1 2 ................. 3. Festival met jazz of blues 1 2 ................. 4. Festival met klassieke muziek 1 2 ................. 5. Ander muziekfestival 1 2 ................. MUZ 2

MUZ 4

Heeft u de voorbije zes maanden een concert, opera of operette bijgewoond of niet? De Concerten die u bijwoonde in het kader van een muziekfestival tellen hier niet mee. JA 1 ‡ MUZ 5 NEE 2 ‡ MUZ 8

METEN VAN CULTUURPARTICIPATIE

179

Ik zal u nu een aantal soorten concerten voorlezen. Zeg telkens of u die de voorbije zes maanden heeft bijgewoond of niet. Zo ja, hoeveel keer was dat ongeveer JA NEE de voorbije zes maanden? 1. Concert met barokmuziek 1 2 ................. 2. Concert met klassiek werk 1 2 ................. 3. Concert met hedendaagse klassieke muziek 1 2 ................. 4. Operette 1 2 ................. MUZ 5

5. Operavoorstelling in een grote concertzaal met geluidsversterking

.................

6. Operavoorstelling in een operagebouw 7. Orgel- of beiaardconcert 8. Concert met pop of rockmuziek

1 1 1

2 2 2

................. ................. .................

9. Concert met dance 10. Concert met wereldmuziek 11. Concert met folk of volksmuziek

1 1 1

2 2 2

................. ................. .................

12. Concert met populaire Vlaamse muziek, 10 om te zien, Schlagers of levenslied

.................

13. Concert met kleinkunst of chanson 14. Concert met fanfare, harmonie, brassband of parademuziek 15. Concert met jazz, blues soul of funk

1 1

2 2

................. .................

.................

16. Ander concert

.................

Musea, tentoonstellingen, galerijen en monumenten MT 3

Heeft u de voorbije zes maanden een museum of tentoonstelling bezocht of niet? JA 1 â€Ą MT 4 NEE 2 â€Ą MT 9 Ik zal u nu een aantal soorten musea of tentoonstellingen voorlezen voorlezen. MT 4 Zeg telkens of u die de voorbije zes maanden heeft bezocht of niet. Zo ja, hoeveel keer was dat ongeveer JA NEE de voorbije zes maanden? 1 2 ................. 1. Museum of tentoonstelling voor oude of schone kunsten 2. Museum of tentoonstelling voor hedendaagse of actuele kunsten 1 2 ................. 3. Museum of tentoonstelling voor natuurkunde, technologie of 1 2 ................. wetenschap

180 | Lievens & Waege

4. Museum of tentoonstelling voor geschiedenis, heemkunde, volkskunde of archeologie

.................

5. Museum of tentoonstelling voor toegepaste kunst, mode, 1 2 ................. diamant, juwelen, design, strips 6. Ander museum of tentoonstelling 1 2 ................. MT11 Heeft u de voorbije zes maanden volgende zaken bezocht of niet? Zo ja, hoeveel keer was dat ongeveer JA NEE de voorbije zes maanden? 1. Kunstgalerij 1 2 ................. 2. Antiekhandel of kunst- of antiekbeurs 1 2 ................. 3. Archief 1 2 ................. Ik zal u nu een aantal activiteiten voorlezen. Zeg telkens of u die de voorbije maanden ERF 2 heeft gedaan het of niet. Zo ja, hoeveel keer was dat ongeveer JA NEE de voorbije zes maanden? 1. Deelgenomen aan (begeleide) historische wandeling 1 2 ................. 2. Historische gebouwen, kerken of monumenten bezocht 1 2 ................. 3. Voordracht over geschiedenis, gebouwen, monumenten bijgewoond 4. Herdenkingsfeesten of historische optochten bijgewoond

.................

4. Vergelijkende validering Voor de vergelijkende validering hanteren we het principe van een constructvalidering. Dit houdt hier in dat gekeken wordt in welke mate de meetinstrumenten in staat zijn om verschillen in participatiegedrag te detecteren die vanuit de cultuursociologische theorie verwacht worden en die reeds veelvuldig geobserveerd zijn in ander empirisch onderzoek. Hier beschouwen we ĂŠĂŠn van de best gedocumenteerde verschillen in cultuurparticipatie, namelijk dat naar opleidingsniveau. Zowat alle onderzoek naar cultuurparticipatie detecteert omvangrijke verschillen naar dit kenmerk in de zin dat hoger opgeleiden meer en meer frequent aan, vooral buitenshuizige, cultuur deelnemen dan lager opgeleiden. Vooraleer daarmee van start te gaan, bespreken we de verschillende participatiecijfers die de SCV- en de CPS-survey opleveren. Eerst gaan we in op de creatie van de samengestelde variabelen die we voor de vergelijking en de validering hanteren.

METEN VAN CULTUURPARTICIPATIE

181

4.1 Vergelijkingsvariabelen Om de antwoorden die gegenereerd worden met de vragen naar cultuurparticipatie in de SCVsurvey te vergelijken met die in de CPS-survey dienen we een aantal van de meer specifieke vragen samen te nemen in bredere samengestelde variabelen. We trachten daarbij een zo vergelijkbaar mogelijke indeling te maken in beide surveys. In de meeste gevallen is het culturele aanbod in de CPS-survey in meer gedetailleerde categorieën bevraagd dan in de SCV-survey. Uitzonderingen zijn de opsplitsingen in de SCV-survey naar professioneel vs. amateur voor theater en dans/ballet, en naar België vs. buitenland voor musea, tentoonstellingen en galerijen. Met betrekking tot de plaats van participatie kan opgemerkt worden dat beide surveys zowel participatie aan het culturele aanbod in het eigen land als in het buitenland meten (zonder dit onderscheid te maken (behalve voor musea, tentoonstellingen en galerijen in de SCV-survey)). Volgende vragen in de oorspronkelijke surveys worden in de hieronder vermelde samengestelde variabelen opgenomen: Samengestelde variabele

SCV

CPS

Klassieke concerten en festivals

• klassiek concert/festival

• festival met klassieke muziek • concert met barokmuziek • concert met klassiek werk • concert met hedendaagse klassieke muziek

Opera

• opera

• operavoorstelling in een grote concertzaal met geluidsversterking • operavoorstelling in een operagebouw

Niet-klassieke concerten en festivals

• rock- of popconcert/festival • jazz- of bluesconcert • folkloristisch of traditioneel concert/festival

• festival met pop of rockmuziek • festival met wereldmuziek, folk of volksmuziek • festival met jazz of blues • ander muziekfestival • concert met pop of rockmuziek • concert met dance • concert met wereldmuziek • concert met folk of volksmuziek • concert met populaire Vlaamse muziek, 10 om te zien, schlagers of levenslied • concert met kleinkunst of chanson • concert met fanfare, harmonie, brassband of parademuziek • concert met jazz, blues, soul of funk • ander concert

182 | Lievens & Waege

Pop/rock concerten en festivals

• rock- of popconcert/festival

• festival met pop of rockmuziek • concert met pop of rockmuziek

Dans- en balletvoorstellingen

• ballet of dansuitvoering van een professioneel gezelschap • ballet of dansuitvoering van een amateurgezelschap

• balletvoorstelling • hedendaagse dansvoorstelling

Bioscoop

• bioscoop

• bioscoopcomplex met het grote nieuwe filmaanbod • kleine bioscoop met het nieuwe filmaanbod • kleine bioscoop met het andere filmaanbod • filmmuseum of filmclub • lokaal waar sporadisch films worden vertoond • andere bioscoop

Theater

• theater of toneelvoorstelling van een professioneel gezelschap • theater of toneelvoorstelling van een amateurgezelschap

• toneelvoorstelling

Musea, tentoonstellingen en gallerijen

• een museum, tentoonstelling of galerij bezoeken in België • een museum, tentoonstelling of galerij bezoeken in het buitenland

• museum of tentoonstelling voor oude of schone kunsten • museum of tentoonstelling voor natuurkunde, technologie of wetenschap • museum of tentoonstelling voor geschiedenis, heemkunde, volkskunde of archeologie • museum of tentoonstelling voor toegepaste kunst, mode, diamant, juwelen, design, strips • ander museum of tentoonstelling • kunstgalerij

Monumenten

• bezienswaardige gebouwen of monumenten bezoeken

• historische gebouwen, kerken of monumenten bezocht

METEN VAN CULTUURPARTICIPATIE

183

De SCP-survey hanteert gesloten, brede antwoordcategorieën daar waar de CPS-survey via een open vraag peilt naar het aantal keren dat geparticipeerd werd. Om een vergelijkbare categorisering van de antwoorden te bekomen, voeren we volgende hercodering van de antwoorden uit: Antwoordcategorie

SCV

CPS

• “nooit”

•0

•“één keer per jaar”

•1

≥2

• “meerdere keren per jaar” • “één keer per maand” • “meerdere keren per maand”

•≥2

4.2 Vergelijking van de participatiecijfers In tabel 1 zetten we de participatiecijfers zoals gemeten via de SCV-survey naast die zoals gemeten in de CPS-survey. Wat meteen opvalt, is dat de participatiecijfers in de SCV-survey veel hoger liggen dan in CPS-survey, en dat voor alle beschouwde sectoren. Waar in de SCV-survey het percentage participanten aan klassieke concerten en festivals geschat wordt op 31% komt uit de CPS-survey naar voor dat slechts 6,2% een klassiek concert of festival bijwoonde. Voor opera en niet-klassieke concerten en festivals is dit respectievelijk 7,5% in SCV tegenover 2% in CPS en 42,7% in SCV tegenover 20,3% in CPS. Omwille van de sterk gelijkende2 categorisering van pop/rock concerten en festivals in beide surveys nemen we die hier ook als een afzonderlijke variabele op. Ook daar merken we een substantieel verschil met 32,4% participanten in SCV tegenover 12% in CPS3. Dans- en balletvoorstellingen worden volgens de SCV-survey door 18,6% van de respondenten bijgewoond, terwijl dit in de CPSsurvey 8% is. Voor theaterbezoek is dit respectievelijk 44% tegenover 20%. De cultuursector 2

Enige verschil in de bevraging is dat in de SCV-survey pop/rock cincerten en festivals in één item worden bevraagd, terwijl in de CPS-survey pop/rock concerten en pop/rock festivals afzonderlijk worden bevraagd.

Specifiek voor pop/rock festivals kan de hogere participatiegraad in de SCV-survey mogelijk mee veroorzaakt zijn door de verschillende referentieperiodes in de twee surveys. Een groot deel van het aanbod van pop/rock festivals zijn immers in juli en augustus geconcentreerd. Met de referentieperiode van 1 jaar in de SCV-survey valt de zomerperiode voor alle respondenten in de referentieperiode. In de CPS-survey (met een referentieperiode van zes maanden) vallen juli en augustus niet in de referentieperiode voor de respondenten die in de periode van 1 maart tot 30 juni zijn bevraagd (en voor zij die in januari of februari zijn bevraagd valt de zomervakantie slechts ten dele in de referentieperiode). Doordat in de SCV-survey festivals niet afzonderlijk worden bevraagd, is een verdere nuancering van het geobserveerde verschil niet mogelijk.

184 | Lievens & Waege

met de hoogste participatiecijfers is zowel in SCV als in CPS bioscoopbezoek, zij het terug met een omvangrijk verschil in het geschatte percentage participanten: 55,6% in SCV en 39,6% in CPS. Het percentage dat een museum, tentoonstelling of galerij bezoekt, bedraagt volgens de SCV-survey 53,3% tegenover 28% in de CPS-survey. Voor het bezoeken van monumenten is dit respectievelijk 53,2% en 35,2%. Voor een hele reeks sectoren zijn de schattingen van het percentage participanten in de SCVsurvey meer als dubbel zo hoog als die in de CPS survey, met het bijwonen van klassieke concerten en festivals als uitschieter met een vijf keer hoger participatiecijfer in SCV dan in CPS. Enige uitzonderingen zijn bioscoopbezoek, het bezoeken van musea, tentoonstellingen en galerijen, en het bezoek van monumenten, waar de participatiecijfers in SCV iets minder dan tweemaal hoger zijn (tussen 1,4 en 1,9 keer) dan in CPS. Opvallend is dat deze laatste drie sectoren degene zijn die, in beide surveys, de hoogste participatiecijfers opleveren. De grootste verschillen tussen de twee surveys worden dan weer gedetecteerd in die sectoren met de laagste participatiecijfers: klassieke concerten en festivals, en opera. Beide surveys leveren trouwens op een paar minimale verschillen na een gelijklopende rangordening van sectoren op naar participatiegraad met bioscoopbezoek, bezoek aan monumenten en naar musea, tentoonstellingen of galerijen gaan als sectoren met (in die volgorde) de hoogste participatiecijfers en opera als de sector met het laagste percentage participanten. Dat de participatiecijfers in de SCV-survey hoger liggen dan in de CPS-survey is ten dele een natuurlijk gevolg van de dubbel zo lange referentieperiode in de SCV-survey (1 jaar) als in de CPS-survey (een half jaar). Als een langere referentieperiode wordt gehanteerd, is de kans dat iemand een bepaalde activiteit heeft gedaan per definitie evenredig groter. Dit geldt vooral voor degenen die slechts uitzonderlijk een culturele activiteit meenemen. Wie in de loop van één jaar (referentieperiode in SCV) één keer een bepaalde activiteit deed, heeft maar een kans van 1 op 2 om ook in de CPS-survey te kunnen aangeven dat hij of zij die activiteit deed, afhankelijk of die ene keer in de gevraagde periode van een half jaar valt of in het andere half jaar waar niet naar gevraagd wordt. Hieruit kan de verwachting worden afgeleid dat het percentage dat aangeeft eenmaal deel te nemen aan een bepaalde activiteit tot dubbel zo groot kan zijn in de SCV-survey dan in de CPS-survey. Dit is het geval voor alle sectoren behalve de muzieksector en opera. Daar observeren we een meer dan dubbel zo groot percentage dat eenmaal participeerde in de SCV-survey in vergelijking met de CPS-survey. Voor niet-klassieke concerten en festivals is dit percentage ongeveer drie keer groter, voor klassieke concerten en festivals, en opera maar liefst zes keer groter in SCV dan in CPS.

METEN VAN CULTUURPARTICIPATIE

185

Tabel 1: Percentage dat niet (0), één maal (1) en minstens twee maal (≥ 2) deelnam aan een culturele activiteit in het voorbije jaar in de survey Sociaal-Culturele Verschuivingen 2004 (SCV - Studiedienst van de Vlaamse Regering) en in het voorbije half jaar in de CultuurParticipatieSurvey 2003-2004 (CPS - Re-Creatief Vlaanderen)

Klassieke concerten en festivals

Opera

Niet-klassieke concerten en festivals

Pop/rock concerten en festivals

Dans- en balletvoorstellingen

Bioscoop

186 | Lievens & Waege

0 1 ≥2 Totaal N 0 1 ≥2 Totaal N 0 1 ≥2 Totaal N 0 1 ≥2 Totaal N 0 1 ≥2 totaal N 0 1 ≥2 Totaal N

dataset SCV CPS 69,0% * 93,8% 15,3% * 2,8% 15,7% * 3,4% 100,0% 100,0% 1544 2678 92,5% * 98,0% 5,5% * 0,9% 2,0% * 1,1% 100,0% 100,0% 1544 2681 57,3% * 79,7% 22,9% * 8,1% 19,8% * 12,2% 100,0% 100,0% 1544 2676 67,6% * 88,0% 17,7% * 6,5% 14,7% * 5,5% 100,0% 100,0% 1544 2678 81,4% * 92,0% 9,6% * 5,1% 9,1% * 2,8% 100,0% 100,0% 1544 2684 44,4% * 60,4% 12,6% * 10,8% 43,0% * 28,7% 100,0% 100,0% 1544 2683

Theater

Musea, tentoonstellingen, galerijen

Monumenten

0 1 ≥2 Totaal N 0 1 ≥2 Totaal N 0 1 ≥2 Totaal N

56,0% 13,9% 30,0% 100,0% 1544 47,7% 15,6% 36,7% 100,0% 1544 46,8% 21,4% 31,9% 100,0% 1544

* * *

80,0% 11,0% 9,0% 100,0% 2685 72,0% 8,0% 20,0% 100,0% 2675 64,8% 12,8% 22,4% 100,0% 2681

*: p < 0,05 voor verschil tussen SCV en CPS De hierboven aangehaalde logica gaat slechts op voor zij die slechts eenmaal participeren in de loop van één jaar. Naarmate iemand meer frequent een bepaalde activiteit doet, maakt het evenredig minder uit of de referentieperiode een jaar dan wel een half jaar is om zich als (regelmatige) participant te kunnen identificeren. Voor heel regelmatige participanten in een bepaalde sector maakt het zelfs zeer weinig verschil of de referentieperiode een jaar dan wel een half jaar is. Naar participatiecijfers vertaald, zou dit dan impliceren dat de verschillen in het percentage regelmatige participanten tussen beide surveys eerder klein zou moeten zijn. Zoals in tabel 1 kan afgelezen worden, is dit echter geenszins het geval. Ook het percentage dat minstens tweemaal een activiteit verrichtte, is veel hoger in de SCV-survey dan in de CPSsurvey. De grootste verschillen vinden we bij klassieke concerten en festivals (percentage 4,6 keer groter in SCV dan in CPS), pop/rock concerten en festivals (2,7 keer groter), dans- en balletvoorstellingen (3,3 keer groter) en theater (3,3 keer groter). Samenvattend kunnen we stellen dat de veel hogere participatiecijfers die de SCV-survey oplevert in vergelijking met de CPS-survey slechts ten dele kunnen begrepen worden door de dubbel zo lange referentieperiode in de SCV-survey dan in de CPS-survey. De niet door de verschillende referentieperiode veroorzaakte verschillen kunnen dan mogelijk begrepen worden vanuit een hogere graad van overraportering van het eigen gedrag in de SCV-survey dan in de CPS-survey.

METEN VAN CULTUURPARTICIPATIE

187

In tegenstelling tot validiteitsonderzoek over bijvoorbeeld stemgedrag zijn voor cultuurparticipatie geen bevolkingscijfers voorhanden waarmee de surveydata kunnen vergeleken worden om de graad van overrapportering in te schatten. Surveys als SCV en CPS worden net georganiseerd om onder andere zicht te krijgen op de mate waarin gedragingen zoals cultuurparticipatie in de bevolking verdeeld zijn. Ook een vergelijking van de hier aangehaalde participatiecijfers met ‘opkomstcijfers’ of publieksaantallen in de cultuursector kunnen hier niet worden gebruikt, in zoverre die al beschikbaar zouden zijn. Publiekscijfers meten immers het aantal bezoeken en niet het aantal unieke bezoekers (wat we in surveys meten). Doordat eenzelfde persoon voor verschillende bezoeken kan instaan, kunnen cijfers over bezoeken onmogelijk vergeleken worden met cijfers over bezoekers. De enige sector die hierop enigszins een uitzondering vormt, is de opera. Het opera-aanbod in Vlaanderen is zeer beperkt en zeer sterk geconcentreerd in de Vlaamse Opera en De Munt, naast een zeer beperkt aantal particuliere initiatieven. Een omvangrijk deel van de operaconsumptie in het reguliere gesubsidieerde opera-aanbod verloopt bovendien via abonnementen. Hieruit volgt ook dat een groot deel van de operaliefhebbers regelmatig naar de opera gaan. Uit de operaparticipatiecijfers in de SCV- en CPS-survey kunnen we een schatting berekenen van het aantal Vlamingen dat naar de opera gaat. Het aantal inwoners in Vlaanderen van Belgische nationaliteit tussen 18 en 85 jaar (het steekproefkader) bedroeg in 2004 4.493.080 personen (bron: NIS-bevolkingsstatistieken). Het participatiecijfer van 7,5% voor opera in de SCV-survey impliceert dan dat we met deze survey verwachten dat 336.981 personen4 naar de opera gingen. Dit is een bijzonder hoog aantal waarvoor in het beperkte opera-aanbod in Vlaanderen zelfs niet voldoende plaatsen beschikbaar zijn. Bovendien kan bezwaarlijk verondersteld worden dat het aantal bezoeken buiten het reguliere gesubsidieerde circuit in Vlaanderen zou compenseren voor het gegeven dat één operabezoeker in vele gevallen vele keren per seizoen naar de opera gaat via een abonnementsformule. Hoewel de externe validiteit bij gebrek aan accurate bevolkingsgegevens niet sluitend kan nagegaan worden, lijkt het toch zeer aannemelijk dat de SCV-survey het operabezoek in Vlaanderen aanzienlijk overschat. De schatting uit de CPS-survey van naar verwachting 89.862 operabezoekers5 lijkt dichter bij de realiteit aan te sluiten. Dit blijkt ook het geval voor de schatting van het aantal regelmatige (≥ 2) operagangers: 89.8626 personen in SCV en 49.4247 personen in CPS. We vinden dan terug een indicatie dat de participatiecijfers zoals gegenereerd door het meetinstrument in de SCV-survey tot een overrapportering van het culturele gedrag zou kunnen 4

Verwachting van een 95% betrouwbaarheidsinterval met ondergrens 277.950 personen en bovengrens 396.012 personen.

Verwachting van een 95% betrouwbaarheidsinterval met ondergrens 66.050 personen en bovengrens 113.673 personen.

Verwachting van een 95% betrouwbaarheidsinterval met ondergrens 58.485 personen en bovengrens 121.238 personen.

Verwachting van een 95% betrouwbaarheidsinterval met ondergrens 31.684 personen en bovengrens 67.164 personen.

188 | Lievens & Waege

leiden. Aangezien geen bevolkingscijfers beschikbaar zijn voor een meer gedegen externe validering van cultuurparticipatiecijfers gebruiken we hier een alternatieve methode. Daarin zullen we nagaan in welke mate de twee alternatieve meetinstrumenten voor cultuurparticipatie in staat zijn om theoretisch verwachte en reeds empirisch vastgestelde verschillen in cultuurparticipatie te reproduceren (constructvalidering).

4.3 Constructvalidering Een constructvalidering vertrekt vanuit het idee dat een meetinstrument meer valide is naarmate het beter in staat is om samenhangen te capteren met andere kenmerken die theoretisch verwacht worden en reeds veelvuldig empirisch zijn vastgesteld in ander onderzoek. Toegepast op onze probleemstelling houdt dit in dat we nagaan in welke mate de twee alternatieve meetinstrumenten voor cultuurparticipatie samenhangen met andere kenmerken van een persoon die het cultureel gedrag (of de afwezigheid) ervan kunnen verklaren. Naarmate de samenhang tussen het andere persoonskenmerk en cultuurparticipatie sterker is, is er een sterkere indicatie van een meer valide meetinstrument voor cultuurparticipatie. We kiezen voor het opleidingsniveau als kenmerk waarvan we de samenhang met cultuurparticipatie nagaan. Dat het opleidingsniveau een belangrijk effect heeft op de mate waarin iemand aan, vooral buitenshuizige, cultuur deelneemt, is één van de best gedocumenteerde resultaten van het, ook internationale onderzoek, naar cultuurparticipatie. Voor zowat alle domeinen van het cultureel handelen wordt vastgesteld dat hoger opgeleiden meer, en meer frequent participeren dan lager opgeleiden (o.a. Bakker 1985; Ganzeboom e.a. 1987; De Graaf & Ganzeboom 1990; Ganzeboom & De Graaf 1991a, 1991b; De Witte & Jacobs 1994; Van Eijck 1997a,1997b; Jacobs & Stoffelen 1998; Stoffen & Neefs 2000; De Haan & Knulst 2000; Nagel 2004; Lievens e.a. 2005a, 2005b). De mate waarin de alternatieve meetinstrumenten voor cultuurparticipatie opleidingsverschillen detecteren, gebruiken we dan als graadmeter voor de validiteit van de meetinstrumenten. Het opleidingsniveau operationaliseren we als het hoogst behaalde diploma. Dat wordt in beide surveys op zo goed als identieke wijze gemeten door respondenten een vergelijkbare8 categorisering van diplomaniveaus voor te leggen. De oorspronkelijke gedetailleerde diplomaindeling hercoderen we naar een werkbaarder categorisering bestaande uit 4 categorieën: geen diploma of diploma lager onderwijs, diploma lager secundair onderwijs, diploma hoger

Enige verschil is dat de SCV-survey een afzonderlijke categorie voor ‘buitengewoon onderwijs’ bevat en de CPS-survey een afzonderlijk categorie voor ‘kunstonderwijs’.

METEN VAN CULTUURPARTICIPATIE

189

secundair onderwijs en diploma hoger onderwijs. Daarnaast nemen we een aparte categorie op voor de respondenten die nog voltijds dagonderwijs volgen. Omdat verschillen in cultureel gedrag naar opleidingsniveau ook beïnvloed kunnen worden door de samenhang van het opleidingsniveau met andere kenmerken gebruiken we een multivariaat model om de opleidingsverschillen statistisch te controleren en op die manier een zuiverder inschatting te krijgen van de netto-opleidingsverschillen. Eén van de kenmerken die samenhangen met opleidingsniveau is de leeftijd: oudere personen zijn door de band minder hoog opgeleid dan jongere personen. Zonder statistische controle voor leeftijd zou het opleidingseffect vertekend worden door de samenhang met leeftijd. Daarnaast controleren we ook voor mogelijke geslachtsverschillen. De keuze voor welke variabelen worden opgenomen, is bepaald door de beschikbare vergelijkbare informatie in de datasets van SCV- en de CPS-survey. De bedoeling is hier immers niet om te komen tot een zo exhaustief mogelijk begrip van mogelijke factoren die het cultureel gedrag kunnen verklaren, wel om een zo zuiver en over de datasets heen vergelijkbare inschatting te maken van het opleidingseffect. We gebruiken dan een multivariaat statistisch model waarin we voor de SCV- en de CPS-survey afzonderlijk het al dan niet participant zijn in elke sector proberen verklaren aan de hand van het opleidingsniveau, het geslacht en de leeftijd. De statistische techniek die we gebruiken is een logistische regressie-analyse. De in tabel 2 weergegeven coëfficiënten (‘exp(B)’) vergelijken de kans (kansverhouding) om te behoren tot de groep participanten (vs. te behoren tot de nietparticipanten) voor elke categorie van een onafhankelijke variabele t.o.v. de referentiecategorie van dezelfde variabele - gecontroleerd voor alle andere effecten. Een coëfficiënt van 2 wil dan zeggen dat de kansverhouding om participant te zijn (vs. niet-participant te zijn) twee keer groter is in de vergelijkingsgroep dan in de referentiegroep. Bij een coëfficiënt van 0,5 is die kansverhouding twee keer kleiner (=1/0,5). Telkens zijn alle andere invloeden constant gehouden (netto-effecten). Als referentiegroepen nemen we: de 35 tot 54-jarigen, vrouwen, en personen met een diploma hoger secundair onderwijs (aangeduid met ‘.’ in tabel 2). Tabel 2 geeft de coëfficiënten van de logistische regressie-analyses. Aangezien het hier niet de bedoeling is om verschillen in cultuurparticipatie zo goed mogelijk te verklaren (daarvoor zouden we een meer uitgebreide set verklarende variabelen opnemen) bespreken we hier niet de volledige tabel. We focussen in onze constructvalidering op het opleidingseffect9 en meer specifiek op verschillen in gedetecteerd opleidingseffect tussen de SCV- en de CPS-survey. 9

In onze constructvalidering maken we geen gebruik van de pseudo verklaarde variantie zoals aangegeven door Nagelkerkes R2. Deze maat is immers ook gevoelig voor de scheefheid van de verdeling van de afhankelijke variabele. Aangezien voor elke sector de afhankelijke variabele meer scheef verdeeld is in de CPS-data dan in de SCV-data kunnen we niet zomaar de waarde van Nagelkerkes R2 vergelijken tussen de datasets.

190 | Lievens & Waege

Een eerste belangrijke vaststelling in tabel 2 is dat voor alle beschouwde sectoren en zowel in de SCV- als in de CPS-dataset het verwachte opleidingseffect wordt gedetecteerd. Personen met een diploma hoger onderwijs vertonen een hogere kansverhouding om geparticipeerd te hebben aan elke vorm van cultuur dan personen met een diploma hoger secundair onderwijs. Langs de andere kant merken we een duidelijk lagere kansverhouding om geparticipeerd te hebben bij de laagste opleidingsgroep in vergelijking met dezelfde referentiegroep. Overal is het opleidingseffect quasi-linair: we merken systematisch de laagste kansverhoudingen voor de laagst opgeleide groep en telkens worden hogere kansverhoudingen gevonden naarmate naar hogere opleidingscategorieën wordt gekeken. Zowel de meetinstrumenten van de SCVsurvey als die van de CPS-survey voldoen dan aan het basiscriterium van constructgeldigheid. We noteren daarnaast ook dat het opleidingseffect naar grootte-orde varieert tussen de beschouwde sectoren en ook binnen een sector vaak verschilt tussen de SCV- en de CPS-dataset. Hoewel beide alternatieve meetinstrumenten aan het basiscriterium van constructgeldigheid voldoen, willen we hier nagaan of er eventuele verschillen zijn in de mate waarin ze het opleidingseffect detecteren. Om één en ander te systematiseren vatten we het opleidingseffect samen door in te zoomen op het verschil tussen de hoogst en de laagst opgeleide groep. De rij in tabel 2 net boven de grijs gemarkeerde rij (‘HO / geen/LO’) geeft aan hoeveel keer de kansverhouding om geparticipeerd te hebben groter is voor iemand met een diploma hoger onderwijs dan voor iemand in de laagst opgeleide groep. Dit gebruiken we als samenvattende indicator van het opleidingseffect. Om het gedetecteerde opleidingseffect tussen de twee surveys te vergelijken berekenen we vervolgens in de gemarkeerde rij (‘CPS / SCV’) de verhouding van het opleidingseffect in de CPS-data en het opleidingseffect in de SCV-data. Dit geeft dan aan hoeveel keer sterker (of zwakker) het opleidingseffect is in de CPS-dataset in vergelijking met het opleidingseffect in de SCV-dataset. Een waarde groter dan 1 wijst dan op een sterker gedetecteerd opleidingseffect met de meetinstrumenten in de CPS-survey, en een indicatie van een grotere constructgeldigheid daar. Een waarde kleiner dan 1 wijst op een sterker gedetecteerd opleidingseffect met de meetinstrumenten in de SCV-survey, en een indicatie van een grotere constructgeldigheid daar. Voor zeven van de negen beschouwde culturele sectoren observeren we een sterker opleidingseffect met de meetinstrumenten in de CPS-survey dan met de meetinstrumenten in de SCV-survey. Dit verschil is statistisch significant voor vier sectoren: klassieke concerten/festivals, opera, pop/rock concerten en festivals, en dans- en balletvoorstellingen. Dit levert een aanwijzing voor een hogere constructgeldigheid voor de meetinstrumenten in de CPS-survey, tenminste voor deze sectoren.

METEN VAN CULTUURPARTICIPATIE

191

In tabel 2 kunnen we ook aflezen dat het verschil in het opleidingseffect tussen de twee datasets sterk verschilt tussen culturele sectoren, gaande van 0,89 voor niet-klassieke concerten en festivals tot 3,29 voor klassieke concerten en festivals. In een poging om hieruit een patroon te distilleren zetten we in tabel 3 de verschillen in de opleidingseffecten tussen CPS en SCV naast de participatiecijfers en sorteren we de culturele sectoren aflopend op die laatste. Op die manier wordt heel duidelijk dat het grootste verschil in opleidingseffect zich (met uitzondering van dans- en balletvoorstellingen) situeert in die sectoren met de laagste participatiecijfers.

Tabel 2: CoĂŤfficiĂŤnten van de logistische regressie-analyses (exp(B)) Klassieke

Geslacht leeftijd

man

Pop/rock

Dans- en

concerten/festivals concerten/festivals balletvoorstellingen

SCV

CPS

SCV

CPS

SCV

CPS

SCV

CPS

SCV

CPS

0,97

0,88

1,03

0,64

1,15

1,02

1,05

1,18

0,63*

0,76

vrouw (ref.)

18-34 jaar

0,73*

0,55*

0,72

1,07

1,50*

1,29*

1,99*

1,57*

0,65*

0,93

35-54 jaar (ref.)

1,46*

1,87*

2,66*

3,08*

0,41*

0,64*

0,21*

0,39*

0,87

1,36

65+

0,97

2,04*

1,95*

1,59

0,22*

0,30*

0,04*

0,08*

0,77

0,72

student

2,07*

1,25

4,68*

0,40

1,83*

1,11

1,98*

1,17

3,52*

1,84

2,10*

2,66*

3,06*

2,15*

2,09*

1,49*

1,38

1,38*

2,62*

2,33*

55-64 jaar Diploma

Niet-klassieke

Opera

concerten/festivals

HSO (ref.)

LSO

0,46*

0,41*

0,43*

0,12*

0,69*

0,52*

0,76

0,48*

0,78

0,66

geen/LO

0,33*

0,13*

0,53

0,12*

0,42*

0,34*

0,49*

0,21*

0,33*

0,23*

HO/geen/LO

6,37

20,94

5,79

17,90

4,95

4,42

2,80

6,68

8,07

10,06

CPS / SCV

3,29*

3,09*

0,89

2,39*

1,25*

Nagelkerke pseudo R2

0,13

0,14

0,10

0,13

0,27

0,14

0,35

0,19

0,13

0,10

1544

2663

1544

2666

1544

2661

1544

2663

1544

2669

192 | Lievens & Waege

Bioscoop

Musea, galerijen en

Theater/toneel

tentoonstellingen

Monumenten

SCV

CPS

SCV

CPS

SCV

CPS

SCV

CPS

0,83

1,03

0,74*

0,89

1,12

0,97

1,21

1,04

Geslacht

man vrouw (ref.)

leeftijd

18-34 jaar

2,13*

2,07*

0,72*

0,75*

0,61*

0,62*

0,70*

0,56*

35-54 jaar (ref.)

0,34*

0,49*

1,25

1,68*

1,54*

2,01*

1,36

1,78*

65+

0,12*

0,14*

0,69*

0,98

0,77

1,11

0,66*

1,21

student

6,62*

3,30*

3,21*

2,47*

3,30*

2,68*

2,88*

2,04*

1,83*

1,85*

1,88*

2,03*

2,52*

3,32*

2,56*

2,90*

LSO

0,49*

0,57*

0,73*

0,56*

0,42*

0,51*

0,58*

0,50*

geen/LO

0,31*

0,20*

0,30*

0,36*

0,26*

0,24*

0,31*

0,27*

HO/geen/LO

5,92

9,09

6,26

5,64

9,90

14,00

8,15

10,93

55-64 jaar Diploma

HSO (ref.)

CPS / SCV

1,54

0,90

1,41

1,34

Nagelkerke pseudo R2

0,43

0,37

0,15

0,10

0,21

0,20

0,18

1544

2668

1544

2670

1544

1660

1543

2665

*: p < 0,05 SCV: Survey Sociaal-Culturele Verschuivingen 2004 (Studiedienst van de Vlaamse Regering) CPS: CultuurParticipatieSurvey 2003-2004 (Steunpunt Re-Creatief Vlaanderen) Tabel 3: Percentage participanten (in CPS) en de verhouding van het effect van het opleidingsniveau in CPS t.o.v. SCV

Bioscoop Monumenten Musea, tentoonstellingen, galerijen Niet-klassieke concerten en festivals Theater Pop/rock concerten en festivals Dans- en balletvoorstellingen Klassieke concerten en festivals Opera

Percentage participanten (CPS) 39,6 % 35,2 % 28,0 % 20,3 % 20,0 % 12,0 % 8,0 % 6,2 % 2,0 %

Verhouding effect opleiding CPS/SCV 1,54 1,34 1,41 0,89 0,90 2,39 1,25 3,29 3,09

SCV: Survey Sociaal-Culturele Verschuivingen 2004 (Studiedienst van de Vlaamse Regering) CPS: CultuurParticipatieSurvey 2003-2004 (Steunpunt Re-Creatief Vlaanderen)

METEN VAN CULTUURPARTICIPATIE

193

5. Conclusie In 2004 werden in Vlaanderen twee grootschalige representatieve bevolkingssurveys georganiseerd die elk een eigen meetinstrument hanteren om cultuurparticipatie te meten. De jaarlijkse survey naar sociaal-culturele verschuivingen in Vlaanderen (SCV - Studiedienst van de Vlaamse Regering) gebruikt een beperkt meetinstrument dat nauw aansluit bij de internationaal gangbare manier om cultuurparticipatie te meten gekenmerkt door o.a. een relatief lange referentieperiode (1 jaar), een brede categorisering van culturele activiteiten, gesloten antwoordcategorieĂŤn en het voorleggen van een opeenvolgende reeks activiteiten. Anderzijds is er de survey â€˜Cultuurparticipatie in Vlaanderen 2003-2004â€™ (CPS - Steunpunt Re-Creatief Vlaanderen) die cultuurparticipatie niet alleen in meer breedte en detail meet maar ook een vernieuwend meetinstrument hanteert specifiek met het oog op een verhoogde validiteit. Een belangrijke bekommernis daarbij was om procedures in te bouwen die moesten toelaten dat respondenten een meer accuraat en waarheidsgetrouw beeld geven van hun cultureel gedrag. Methodologisch onderzoek op andere domeinen bracht immers aan het licht dat respondenten geneigd kunnen zijn in surveys een overrapportering te geven van hun feitelijk gedrag. Dit leidt niet enkel tot een overschatting van participatiecijfers maar vertroebelt ook de zoektocht naar verklaringen die verschillen in cultuurparticipatie kunnen verklaren. Om de vermoede overschatting in standaard meetinstrumenten voor cultuurparticipatie zoveel mogelijk te vermijden worden in de CPS-survey verschillende maatregelen genomen die geheugenfouten bij respondenten en sociaal wenselijke antwoorden zoveel mogelijk moeten vermijden, zoals het gebruik van een kortere referentieperiode (6 maanden) met expliciete vermelding van de start van die periode, het gebruik van een fijnere categorisering van het culturele aanbod, het gebruik van dubbele filters, het voorleggen van een open antwoordalternatief, en het vermijden van volgorde-effecten door items in gerandomiseerde volgorde voor te leggen en vragenblokken over cultuurparticipatie te verspreiden in de vragenlijst. In dit hoofdstuk onderzoeken we de mate waarin de twee alternatieve meetinstrumenten voor cultuurparticipatie verschillende antwoorden genereren en vergelijken we de validiteit van de meetinstrumenten. Confrontatie van de participatiecijfers die de twee alternatieve meetinstrumenten opleveren, leert dat participatiecijfers veel hoger liggen in de SCV-survey dan in de CPS-survey. Een meer gedetailleerde vergelijking levert een sterke indicatie op dat deze verschillen niet volledig kunnen begrepen worden door de verschillende referentieperiode, maar daarnaast ook mogelijk mee veroorzaakt worden doordat respondenten meer geneigd kunnen zijn in het meetinstrument van de SCV-survey een overrapportering te geven van hun participatiegedrag. Dit leidt tot het vermoeden dat de participatiecijfers in de SCV-survey een overschatting geven van de realiteit. In welke mate dit het geval is, is echter onmogelijk vast te stellen. Daarvoor zouden bevolkingscijfers over cultuurparticipatie beschikbaar moeten zijn.

194 | Lievens & Waege

Bovendien behoort ook een meer verfijnde vergelijking met de data van de SCV-survey niet tot de mogelijkheden. Een grondiger vergelijking zou inhouden dat meer verschillende types participanten (naar participatiefrequentie) in beide surveys vergeleken worden dan we hier konden doen. De belangrijkste reden voor deze beperking is dat in de SCV-survey zeer brede gesloten antwoordcategorieën worden gebruikt. Vooral de meest interessante categorie voor verdere opsplitsing, namelijk degenen die aangeven ‘meerdere keren per jaar’ een bepaalde activiteit te doen omvat immers de zeer brede range van participanten die dit tussen de 2 en de 11 keer deden het voorbije jaar. Een ander mogelijk verschil tussen beide surveys dat in onze vergelijkende analyse niet kan worden onderzocht, is het mogelijk effect van de verschillende manier waarop ze zich aan potentiële respondenten voorstellen. De SCV-survey introduceert zich als een brede survey over tal van domeinen terwijl de CPS-survey zich voorstelt als een survey naar het vrijetijdsgedrag. Die verschillende introductie kan mogelijk tot een andere selectieve non-respons leiden. Daarbij zou op het eerste zicht verwacht kunnen worden dat potentiële respondenten met een minder actieve levensstijl minder geneigd zouden kunnen zijn mee te werken aan de CPS-survey dan aan de SCV-survey. Dit zou dan leiden tot een hoger aandeel niet-participanten in de SCV-survey. We vonden echter net het tegendeel. Dit lijkt aan te geven dat de verschillende introductie naar potentiële respondenten geen beduidend effect heeft op de waargenomen verschillen in participatiecijfers. Bij gebrek aan mogelijkheden voor diepgaander onderzoek van de verschillende participatiecijfers, hebben we de constructgeldigheid van de twee meetinstrumenten vergeleken. Uitgangspunt van een constructvalidering is dat de validiteit van een meetinstrument hoger is naarmate het er beter in slaagt om theoretisch verwachte en reeds empirisch vastgestelde verschillen in het bestudeerde fenomeen bloot te leggen. Hier vergelijken we via een multivariaat model de mate waarin het in de literatuur goed gedocumenteerde effect van opleidingsniveau op cultuurparticipatie gedetecteerd wordt door de twee alternatieve meetinstrumenten van cultuurparticipatie. Beide meetinstrumenten slagen erin om voor alle beschouwde sectoren het verwachte opleidingseffect te detecteren, zij het in verschillende mate. Voor geen enkele sector blijkt het meetinstrument in de SCV-survey opvallend beter dan de CPS-survey te discrimineren naar opleidingsniveau. Integendeel, werden voor vier van de negen hier beschouwde culturele sectoren indicaties gevonden van een hogere constructgeldigheid voor de meetinstrumenten in de CPS-survey. Een opvallende vaststelling is dat zowel het sterkste vermoeden van overrapportering als de indicatie voor hogere constructgeldigheid het duidelijkst worden geobserveerd in die sectoren waar de participatiecijfers het laagst zijn (pop/rock concerten en festivals, klassieke concerten en festivals, en opera). Dit lijkt erop te wijzen dat waar het voor respondenten het ‘moeilijkst’ is om bevestigend te antwoorden op de vraag of ze participeerden het vertekenende effect van

METEN VAN CULTUURPARTICIPATIE

195

overrapportering het sterkst is. Het levert meteen een indicatie dat de inspanningen die genomen werden in de constructie van de meetinstrumenten in de CPS-survey om de vermoede overrapportering tegen te gaan inderdaad succesvol zijn. Welke specifieke elementen hiervoor verantwoordelijk zijn, valt uit dit onderzoek niet af te leiden. Lopend onderzoek waarbij in een experimenteel design verschillende meetinstrumenten binnen de CPS-survey worden vergeleken, kan hier mogelijk een licht op werpen. Een survey als de SCV-survey die antwoorden moet leveren voor vele beleidsdomeinen heeft niet de ‘luxe’ om uitgebreide en mogelijk meer valide meetinstrumenten op te nemen voor één specifiek domein zoals een survey die volledig gericht is op het blootleggen van het cultureel gedrag en attitudes. Bovendien levert het meetinstrument voor cultuurparticipatie in de SCVsurvey dezelfde rangordening op van culturele sectoren naar participatiegraad als de CPS-survey en detecteert het de verwachte opleidingseffecten, hoewel iets minder uitgesproken dan het meetinstrument in de CPS-survey. Uit de hier gepresenteerde onderzoeksresultaten kunnen een aantal suggesties gedistilleerd worden voor een verdere verfijning en optimalisering van het meetinstrument voor cultuurparticipatie binnen de huidige logica en limieten van de SCV-survey. Vooreerst kan overwogen worden de zeer brede antwoordcategorie ‘meerdere keren per jaar’ op te splitsen in een beperkt aantal fijnere categorieën. Dit zou niet enkel toelaten om de typologie van participanten (naar participatiefrequentie) fijner te stellen maar ook om een meer accurate vergelijking te realiseren met meer gedetailleerde datasets zoals de CPS-survey. Daarbij kan de optie meegenomen worden om de antwoordcategorieën te structureren naar de participatiefrequentie eerder dan naar een combinatie van frequentie (zoals ‘één keer’) en regelmaat (zoals ‘meerdere keren per maand’) wat voor respondenten die onregelmatig participeren mogelijk verwarring kan scheppen. Andere niet ingrijpende aanpassingen die kunnen overwogen worden, zijn de introductie van een beperkt aantal filtervragen en het opsplitsen van de lange lijst van 18 activiteiten die nu achtereenvolgens worden bevraagd in een beperkt aantal samenhangende delen die verspreid in de vragenlijst worden opgenomen. Hoewel weinig ingrijpend, zouden deze wijzigingen echter impliceren dat de continuïteit van het meetinstrument wordt doorbroken, waardoor vergelijkingen in de tijd niet meer mogelijk zouden zijn. Dit zou ondervangen kunnen worden door een deel van de respondenten de oude vraagstelling voor te leggen en een ander deel de aangepaste vragen (split-half design), waardoor bijkomend ook het effect van de nieuwe vraagverwoording kan worden onderzocht. Net in de continuïteit van vraagstelling schuilt immers de unieke meerwaarde van de SCV-survey. Door hetzelfde meetinstrument jaarlijks opnieuw te bevragen wordt het mogelijk om evoluties in cultuurparticipatie op korte termijn op te volgen. Mogelijke overschatting van participatiecijfers kan daarbij verondersteld

196 | Lievens & Waege

worden relatief constant te blijven in de tijd. Door de sterke overeenkomst met internationaal gangbare meetinstrumenten voor cultuurparticipatie is het bovendien ook beter geschikt voor internationale vergelijking en benchmarking. Door het unieke karakter van de meetinstrumenten die ontwikkeld werden voor de CPS-survey is vergelijking in tijd en ruimte daar moeilijker. Voor accurater participatiecijfers en diepgaand onderzoek naar de mechanismen en factoren die verschillen in cultuurparticipatie kunnen verklaren, is het dan weer des te meer geschikt.

Bibliografie Bakker, B. F.M. (1985), Sociaal milieu en cultuurdeelname: een nadere toetsing van Ganzebooms informatietheorie, Mens en Maatschappij, 60(2), 162-177. Belli, Robert F., William L. Shay & Frank P. Stafford (2001), Event History Calendars and Question List Surveys. A Direct Comparison of Interviewing Methods, Public Opinion Quarterly, 65(1), 45-74. Bernstein, Robert, Anita Chadha & Robert Montjoy (2001), Overreporting Voting. Why it happens and why it matters, Public Opinion Quarterly, 65(1), 22-44. Billiet, Jaak & Hans Waege (eds.) (2001), Een samenleving onderzocht. Methoden van sociaal-wetenschappelijk onderzoek. Antwerpen: Standaard Uitgeverij. Carton, Ann, Hendrik Van Geel & Sara De Pelsemaeker (2004), Basisdocumentatie Survey naar sociaalculturele verschuivingen in Vlaanderen 2004, Brussel: Studiedienst van de Vlaamse Regering. De Graaf, N.D. & H.B.G. Ganzeboom (1990), Cultuurdeelname en opleiding: een analyse van statusgroep-effecten met diagonale referentiemodellen, Mens en Maatschappij 65 (3), 219-244. De Haan, J. & W. Knulst (2000), Het bereik van de kunsten, Den Haag: Sociaal en Cultureel Planbureau. De Witte, H. & T. Jacobs (1994), De deelname aan ‘populaire’ en ‘elitaire’ cultuur in Vlaanderen: klassegebonden leefstijlen? in: H. De Witte (Red.), Op zoek naar de arbeidersklasse. Een verkenning van de verschillen in opvattingen en leefstijl tussen arbeiders en bedienden in Vlaanderen, Nederland en Europa, Leuven/Amersfoort: Acco, 48-73. Duff, Brian, Michael J. Hanmer, Won-Ho Park & Ismail K. White (2007), Good Excuses: Understanding who votes with an improved turnout question, Public Opinion Quarterly, 71(1), 67-90. Ganzeboom, H. B.G., P.M De Graaf & M. Kalmijn (1987), De culturele en economische dimensie van beroepsstatus, Mens en Maatschappij 62 (2), 153-175. Ganzeboom, H. B.G. & P.M. De Graaf (1991a), Culturele socialisatie en culturele participatie. Over de invloed van het ouderlijk milieu. in: R.Verhoeff & H.B.G. Ganzeboom (Red.), Cultuur en publiek. Multidisciplinaire opstellen over de publieke belangstelling voor kunst en cultuur in Nederland., Amsterdam: SISWO, 133-157. Ganzeboom, H.B.G. & P.M. De Graaf (1991b), Sociale herkomst, culturele socialisatie en cultuurparticipatie: een sibling-analyse, Sociale Wetenschappen, 34, 272-288.

METEN VAN CULTUURPARTICIPATIE

197

Hadaway, C. Kirk, Penny Long Marler & Mark Chaves (1998), Overreporting Church Attendance in America: Evidence That Demands the Same Verdict, American Sociological Review, 63(1), 122-130. Jacobs, T. & D. Stoffelen (1998), Cultuurdeelname in Vlaanderen in 1994-1995. Brussel: Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap. Li, Tong, Pravin K. Trivedi & Jiequn Guo (2003), Modeling Response Bias in Count: A Structural Approach With an Application to the National Crime Victimization Survey Data, Sociological Methods & Research, 31(4), 514-544. Lievens, John, Hans Waege & Han De Meulemeester (2005a), Cultuurparticipatie in Vlaanderen 20032004: De vragen en de eerste antwoorden. in: John Lievens & Hans Waege (eds.), Cultuurparticipatie in breedbeeld. reeks Cultuurkijker. Antwerpen: Uitgeverij De Boeck, pp.7-44. Lievens, John, Han De Meulemeester & Hans Waege (2005b), Naar een verklaringsmodel voor publieke kunstenparticipatie. in: John Lievens & Hans Waege (eds.), Cultuurparticipatie in breedbeeld. reeks Cultuurkijker. Antwerpen: Uitgeverij De Boeck, pp.45-83. Lievens, John, Hans Waege & Han De Meulemeester (2006), Cultuurparticipatie gewikt en gewogen. Basisgegevens van de survey ‘Cultuurparticipatie in Vlaanderen 2003-2004’. reeks Cultuurkijker. Antwerpen: Uitgeverij De Boeck. Loftus, Elizabeth F., Mark R. Klinger, Kyle D. Smith & Judith Fiedler (1990), A Tale of Two Questions: Benefits of Asking More Than One Question, Public Opinion Quarterly, 54(3), 330-345. Nagel, I. (2004), Cultuurdeelname in de levensloop. Utrecht: ICS. Press, Julie E. & Eleanor Townsley (1998), Wives’ and Husbands’ Housework Reporting: Gender, Class, and Social Desirability, Gender and Society, 12(2), 188-218. Presser, Stanley & Linda Stinson (1998), Data Collection Mode and Social Desirability Bias in Self-Reported Religious Attendance, American Sociological Review, 63(1), 137-145. Stoffen, M. & H. Neefs (2000), Toerisme, recreatie en vrijetijd in Vlaanderen anno 2000. Resultaten van het survey-onderzoek. Onderzoek in opdracht van het Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap, Administratie Wetenschap en Innovatie. Brussel/Leuven: V.U.B./K.U.Leuven. Van Eijck, K. (1997a), Socialisatie in het gezin en de culturele consumptie van siblings. Sociale Wetenschappen, 40 (2), 106-125. Van Eijck, K. (1997b), The impact of family background and educational attainment on cultural consumption. Poetics 25 (4), 195-224. Credit/disclaimer Deze bijdrage kwam tot stand met de steun van de Vlaamse Gemeenschap: Programma Steunpunten voor Beleidsrelevant Onderzoek. In de tekst komt de mening van de auteurs naar voren en niet die van de Vlaamse Gemeenschap. De Vlaamse Gemeenschap kan niet aansprakelijk worden gesteld voor het gebruik dat kan worden gemaakt van de meegedeelde gegevens.

198 | Lievens & Waege

Vlamingen over homo’s: loopt het beleid voorop? Attitudes tegenover holebi’s en holebiseksualiteit in Vlaanderen Jan Pickery & Jo Noppe • Studiedienst van de Vlaamse Regering

1. Inleiding Vandaag de dag kunnen in ons land personen van hetzelfde geslacht met elkaar huwen en hebben zij net als heterokoppels de mogelijkheid om kinderen te adopteren. Bovendien maakt de antidiscriminatiewet het mogelijk discriminatie op basis van seksuele oriëntatie strafrechtelijk te vervolgen. Daardoor lijken belangrijke strijdpunten in de emancipatiestrijd van homo’s, lesbiennes en biseksuelen (holebi’s) verworven. Maar daarmee is niet alles geregeld. Tolerantie is immers niet hetzelfde als aanvaarding. Een maatschappelijk klimaat creëren waarin men zonder problemen kan uitkomen voor de eigen seksuele oriëntatie is minstens even belangrijk als de strijd voor juridische gelijkberechtiging. Het Vlaamse gelijkekansenbeleid stelt expliciet dat het verbieden en voorkomen van discriminatie op basis van seksuele oriëntatie niet volstaat, maar dat men zich moet richten op het bijstellen van negatieve attitudes bij de bevolking tegenover holebiseksualiteit (Van Brempt, 2004, 28). De maatschappelijke aanvaarding van holebiseksualiteit wordt daarbij gezien als een belangrijke randvoorwaarde om het algemeen welbevinden van holebi’s te verhogen. Geconfronteerd met een negatieve maatschappelijke omgeving ondervinden holebi’s meer dan hetero’s stress en psychische klachten wat leidt tot een algemene toestand van “on-welbevinden” (X, 2006, 10).1 Bij dit alles wordt expliciet uitgegaan van het bestaan van negatieve attitudes tegenover holebi’s en holebiseksualiteit.2 Maar eigenlijk gebeurde in Vlaanderen en België tot op heden maar 1

De mindere geestelijke gezondheidstoestand van holebi’s in vergelijking met heteroseksuelen wordt bevestigd door internationaal onderzoek (zie voor een bespreking van de literatuur terzake: Sandfort, 2005, 15). Uit Vlaams onderzoek blijkt dat vooral jonge holebi’s meer en vaker geconfronteerd te worden met psychologische problemen (Vincke e.a., 2006, 67-69).

In dit artikel wordt de term “holebiseksualiteit” steeds gebruikt in brede zin als een onderdeel van de persoonlijke en sociale identiteitsbeleving van individuen en niet enkel ter benoeming van hun seksueel gedrag.

ATTITUDES TEGENOVER HOLEBI’S

199

weinig systematisch onderzoek op dit vlak. Een aantal onderzoeken richtten zich op specifieke groepen – bijvoorbeeld jongeren en scholieren (Hooghe e.a., 2007) – of bepaalde deelaspecten van de houding tegenover holebiseksualiteit zoals de opvattingen over het homohuwelijk en -adoptie (Corijn, 2004). Grootschalige internationale surveys zoals de Europese Waardenstudie (EVS) en de European Social Survey (ESS), laten toe Vlaanderen en België inzake holebitolerantie te positioneren ten opzichte van andere landen en regio’s, maar dergelijke positionering is vaak gebaseerd op slechts één of enkele items. Volgens deze internationale surveys blijkt België in vergelijking met de buurlanden overigens telkens een tussenpositie in te nemen (Adolfsen & Keuzenkamp, 2006, 29-32; Dewaele e.a., 2006, 5). In Nederland werd al meer onderzoek uitgevoerd naar opvattingen over holebiseksualiteit waarvan een groot deel recentelijk werd samengebracht in een onderzoeksrapport van het Sociaal en Cultureel Planbureau (SCP) (Keuzenkamp e.a., 2006). Ter voorbereiding van dit rapport werd een diepgaande literatuurstudie uitgevoerd over wat er tot op heden in de wetenschappelijke literatuur is verschenen over (onderzoek naar) attitudes tegenover holebi’s en holebiseksualiteit (Kuyper & Bakker, 2006). In de volgende paragrafen wordt dankbaar gebruik gemaakt van deze literatuurstudie.

2. Bestaand onderzoek en literatuur Er bestaan verschillende termen om negatieve reacties en houdingen tegenover homoseksuelen en homoseksualiteit aan te duiden.3 Homodiscriminatie, homofobie en homonegativisme zijn daartoe vaak gebruikte theoretische begrippen. Homodiscriminatie heeft vooral betrekking op gedragingen en is als zodanig minder geschikt in attitude-onderzoek. Homofobie wordt vaak gebruikt als een verzamelterm voor alle negatieve reacties en vooroordelen ten aanzien van homoseksualiteit. De term is echter volgens een aantal auteurs niet zo 3

In dit deel wordt enkel gesproken over de houdingen tegenover mannelijke en vrouwelijke homoseksualiteit, niet over de houdingen tegenover biseksualiteit. In de bestaande literatuur wordt zelden of nooit een onderscheid gemaakt tussen houdingen tegenover homoseksualiteit en houdingen tegenover biseksualiteit (voor een uitzondering op dit vlak, zie Herek, 2002). Ofwel wordt enkel de houding tegenover homoseksualiteit onderzocht, ofwel zijn biseksuelen impliciet of expliciet als “deelgroep” opgenomen bij de homoseksuelen, waarbij al dan niet gebruik wordt gemaakt van de algemene term “holebi’s”. Om bij de bespreking van de literatuur niet telkens het onderscheid te moeten maken, wordt in dit stuk enkel over homoseksuelen en homoseksualiteit gesproken. Bij de voorstelling van de resultaten van de SCV-survey gaat het wel degelijk over de attitudes tegenover homo- én biseksualiteit.

200 | Pickery & Noppe

gelukkig gekozen (o.a. Sandfort, 2005, 11-12). “Fobie” suggereert dat er sprake is van een irrationele, disfunctionele en intense angst voor homoseksuele mannen en vrouwen. Dat is echter meestal niet het geval bij personen met een negatieve houding tegenover homoseksualiteit. Vaak zien de betrokkenen hun houding niet direct als disfunctioneel of iets waarvan ze zo snel mogelijk af willen. Ook is er niet zozeer sprake van angst maar eerder van afkeuring, vijandigheid of onbegrip. Bovendien individualiseert de term het probleem. Er wordt voorbij gegaan aan het feit dat een anti-homoseksuele attitude onderdeel is van een sociaal systeem waar heteroseksualiteit de norm is en anti-homoseksuele houdingen door uiteenlopende instituties worden bevestigd. Hier wordt in navolging van Kuyper & Bakker (2006, 11) en Van Wijk e.a. (2005, 21) voor de meer algemene term “homonegativiteit” gekozen. Deze verzamelterm duidt op een attitude tegenover homoseksualiteit die zich vertaalt in negatieve houdingen, meningen, gedachtes en opvattingen over homoseksuelen.

2.1. Traditionele en moderne homonegativiteit Sinds 1975 wordt door het Nederlandse SCP de mening van de bevolking over verschillende aspecten van homoseksualiteit periodiek bevraagd. Uit het SCP-onderzoek blijkt over de jaren heen een duidelijk toegenomen algemene acceptatie van homo’s en homoseksualiteit (Adolfsen & Keuzenkamp, 2006, 39-40). De internationale surveys EVS en ESS geven een gelijkaardige evolutie voor België. In 1981 vond nog bijna de helft van de Belgen dat homosekueel gedrag nooit te rechtvaardigen is, terwijl dit in 1999 is gedaald tot een kwart (Dewaele e.a., 2006, 6). Op zich is dit positief nieuws, al worden door bepaalde onderzoekers vragen gesteld bij de wijze waarop traditioneel de houding tegenover homoseksualiteit wordt gemeten (Van Wijk e.a., 2005, 20). Ten eerste wordt volgens hen te vaak gebruik gemaakt van slechts één of een beperkt aantal stellingen of items. Daardoor gaat veel van de complexiteit van de houding tegenover homoseksualiteit verloren. Er van uitgaan dat respondenten tegenover alle aspecten van homoseksualiteit dezelfde positieve of negatieve positie innemen, is niet realistisch. Daarnaast wordt in de voorgelegde stelling(en) veelal de nadruk gelegd op juridische aspecten van gelijkheid (gelijkberechtiging, homohuwelijk en -adoptie) en minder op de maatschappelijke inbedding of de publieke zichtbaarheid van homoseksualiteit. Ten slotte zou alleen zogenaamde “traditionele homonegativiteit” worden gemeten – het openlijk en radicaal afwijzen van homoseksualiteit – terwijl er tegenwoordig meer sprake zou zijn van een moderne vorm van homonegativiteit, een subtielere en minder openlijk negatieve houding. Traditionele homonegativiteit is gebaseerd op morele en/of religieuze ideeën en misvattingen over homoseksualiteit (Morrison & Morrison, 2002, 17; Raja & Stokes, 1998, 115). Het

attitudes tegenover holebi’s

201

gaat om een expliciete vorm van homonegativiteit. Homoseksualiteit wordt volgens dergelijke ideeën gezien als een zonde of een ziekte. De items die in surveyonderzoek gebruikt worden om dergelijke houding in kaart te brengen zijn vaak erg extreem (bijvoorbeeld “homo’s moeten uit de maatschappij verwijderd worden” of “lesbische vrouwen zijn abnormaal”). Uit opinieonderzoek in verschillende landen blijkt dat deze extreme opvattingen steeds minder openlijk worden onderschreven (Adolfsen & Keuzenkamp, 2006, 39-40; Dewaele e.a., 2006, 5; Lewis, 2003, 68). Door verschillende onderzoekers wordt echter gesteld dat een moderne, meer subtiele vorm van discriminatie in de plaats is gekomen van de openlijke afkeuring (Raja & Stokes, 1998, 115; Morrison & Morrison, 2002, 18; Van Wijk e.a., 2005). Deze moderne vorm van homonegativiteit wordt meer dan de traditionele vorm gekenmerkt door een discrepantie tussen attitudes en gedrag. Negatieve attitudes tegenover homoseksualiteit kunnen samengaan met het zich eerder positief uitlaten over homo’s en homoseksualiteit in het algemeen. Mensen zijn er zich ondertussen van bewust hoe ze geacht worden te antwoorden over homoseksualiteit en weten dat anti-homoseksuele opvattingen niet gepast zijn (Sandfort, 2005, 14). Maar dat betekent nog niet dat ook de onderliggende attitudes zijn gewijzigd. Dergelijke moderne homonegativiteit stelt dat de strijd voor gelijke rechten voor homoseksuelen te ver gaat, dat homo’s niet meer gediscrimineerd worden en dat zij publiekelijk teveel nadruk leggen op hun seksuele oriëntatie (Morrison & Morrison, 2002, 18). In survey-onderzoek komt deze houding tot uiting in de steun voor uitspraken als “homoseksuelen moeten niet zo overdreven doen”, “ik word moe van alle aandacht voor homoseksuelen” of “homoseksuelen hebben tegenwoordig meer rechten dan heteroseksuelen”. Dat deze moderne vorm als minder problematisch wordt ervaren dan traditionele homonegativiteit, houdt verband met het feit dat dergelijke moderne homonegatieve houdingen en gedragingen zijn ingebed in culturele en maatschappelijke normen waardoor zij gewoon zijn geworden en niet meer opvallen. In dit verband spreken Dewaele e.a. (2006, 7) over een “schijntolerante” houding tegenover homoseksualiteit: homoseksuelen worden eerder getolereerd dan als gelijkwaardig aanvaard. Ze mogen doen en laten wat ze willen, maar dan wel volgens de algemeen geaccepteerde norm zoals die door de heteroseksuele omgeving wordt opgelegd. De auteurs brengen dit in verband met een klimaat van “politiek correct” denken. In bepaalde mate blijven negatieve attitudes tegenover homo’s en homoseksualiteit nog steeds aanwezig, al voelen respondenten zich gezien de sociale wenselijkheid verplicht, zich toch positief uit te laten over homo’s.

202 | Pickery & Noppe

De zoektocht naar deze moderne vorm van homonegativiteit werd geïnspireerd door nieuwe inzichten over racisme en seksisme (Morrison & Morrison, 2002, 18). In de jaren 1980 stelden Amerikaanse onderzoekers tegenstrijdigheden vast tussen de houdingen tegenover AfroAmerikanen in opinie-onderzoek en de daadwerkelijke situatie inzake discriminatie. Expliciet racistische meningen worden steeds minder openlijk geuit. Mensen worden er zich namelijk meer en meer van bewust dat dit sociaal niet gewenst gedrag is. In de plaats daarvan is er sprake van een moderne, meer subtiele vorm van racisme. Uitspraken zoals “zwarten zijn dommer dan blanken” worden niet meer openlijk ondersteund maar men vindt bijvoorbeeld wel dat ze meer geld en aandacht krijgen dan ze verdienen. Deze nieuwe uitingen worden door de betrokkenen en de sociale omgeving trouwens niet direct als racistisch beschouwd. In de jaren 1990 werd het concept van modern racisme ook toegepast op seksisme. Ook op dit vlak laat opinie-onderzoek zien dat er minder sprake is van openlijk seksisme, al blijft de rolverdeling tussen vrouwen en mannen in het gezin en de samenleving nog steeds erg scheef. Door de sociale druk geven mensen geen openlijk seksistische denkbeelden meer toe al wordt daar vaak wel nog naar gehandeld (Kuyper & Bakker, 2006, 19). Samenhangend met het onderscheid tussen traditionele en moderne homonegativiteit onderscheiden Hekma e.a. (2006) vier dimensies in de houding tegenover homoseksualiteit. Personen kunnen vooreerst homoseksualiteit in het algemeen al dan niet aanvaarden, bijvoorbeeld op basis van morele overtuigingen. Daarnaast kunnen ze wel of niet instemmen met gelijke rechten voor homo’s. Verder blijkt de manier waarop mensen tegenover homoseksualiteit staan, niet alleen uit hun morele of politieke overtuigingen, maar ook uit hun emotionele reacties op homoseksualiteit in hun naaste omgeving. Ten slotte kunnen personen op een bepaalde manier reageren op de aanwezigheid van homo’s en homoseksualiteit in het openbare leven en de media. Deze laatste dimensie sluit het nauwst aan bij de moderne vorm van homonegativiteit.

2.2. Determinanten van homonegatieve houdingen Uit eerder Nederlands onderzoek blijkt een meer negatieve houding tegenover homoseksualiteit bij mannen, jongeren en ouderen, laag opgeleiden en gelovigen (Adolfsen, & Keuzenkamp, 2006; Van Wijk e.a., 2005; Van de Meerendonk & Scheepers, 2004). Het zijn patronen die telkens terugkomen in onderzoek in andere landen (Larsen e.a., 1980, Herek, 1988; Morrison & Morrison, 2002). Ook politiek conservatieve personen (Morrison & Morrison, 2002), personen met autoritaire (Larsen e.a., 1980; Herek 1988) of nationalistische opvattigen (Morrison e.a., 2005) en personen die geen homoseksuele vrienden of kennissen hebben, blijken negatiever te staan tegenover homoseksualiteit (Herek, 1988; Raja & Stokes, 1998).

attitudes tegenover holebi’s

203

Verder blijkt dat een negatieve houding tegenover homoseksualiteit, veelal samengaat met een minder positieve houding tegenover vrouwen en vreemdelingen (Herek, 1988; Morrison & Morrison, 2002; Morrison e.a., 2005). Wat daarnaast nog opvalt, is de vaak weerkerende negatievere houding tegenover homoseksuele mannen dan tegenover homoseksuele vrouwen (Herek, 1988; Raja & Stokes, 1998). Homoseksuele mannen en vrouwen zijn ten slotte zelf ook niet altijd vrij van homonegatieve opvattingen. Ook zij groeien op in een omgeving waar homonegativiteit voorkomt en maken zich die houding eigen nog voor ze zich bewust zijn van hun eigen seksuele oriëntatie. Men spreekt dan van “geïnternaliseerde homonegativiteit” (Shidlo, 1994). Voor de oorzaken van homonegativiteit en de samenhang met bovenstaande factoren zijn in de loop der jaren uiteenlopende verklaringen gegeven. Een in dit verband vaak aangehaald theoretisch, psychologisch model is dat van Herek (1984). Herek gaat uit van een functionele benadering van de attitude tegenover homoseksualiteit: verschillende mensen kunnen om verschillende redenen een bepaalde houding aannemen en dergelijke houding kan voor iemand verschillende functies hebben. Ten eerste kunnen mensen een bepaalde houding hebben tegenover homoseksualiteit om betekenis te verlenen aan vroegere ervaringen. Iemand heeft in het verleden bepaalde ervaringen met homoseksuele mannen en vrouwen gehad, en generaliseert deze ervaringen naar de hele groep. Dit zou kunnen verklaren waarom personen met homoseksuele vrienden, kennissen of familie positiever staan tegenover homoseksualiteit. Een andere functie is de defensieve functie. Een negatieve attitude tegenover homoseksualiteit heeft dan te maken met conflicten rond de eigen seksualiteit. Ten derde kan men via zijn attitude uitdrukking geven aan het feit dat men bepaalde waarden belangrijk vindt. Dat zou kunnen verklaren waarom politiek conservatieve personen negatiever staan tegenover homoseksualiteit. Zij willen via deze specifieke attitude ook andere waarden en normen tot uiting brengen, met name de waarde die men hecht aan de handhaving van de huidige maatschappelijke situatie. Tot slot kan de attitude een sociale expressie zijn. Het gaat er dan om dat iemand via zijn attitude zijn lidmaatschap van een bepaalde groep benadrukt, versterkt of creëert.

3. Voorstelling van de bevraagde items en de instemming daarmee In wat volgt worden de resultaten besproken van de vragenmodule van de SCV-survey 2006 die peilt naar de houdingen van de Vlamingen tegenover holebi’s en holebiseksualiteit. Aan de respondenten werden 13 uitspraken voorgelegd. Er werd hen gevraagd aan te geven of zij het met deze uitspraken helemaal eens, eens, noch eens noch oneens, oneens of helemaal oneens zijn. Deze module werd opgesteld met het Nederlandse onderzoek in het achterhoofd en in overleg met Nederlandse onderzoekers. Een analyse van deze module moet toelaten de

204 | Pickery & Noppe

houding van de Vlaamse bevolking tegenover holebiseksualiteit in kaart te brengen. Daarnaast wordt nagegaan of de variatie in die houding te verklaren valt op basis van (socio-demografische) achtergrondvariabelen van de respondenten. Bij welke bevolkingsgroepen vinden we een positievere of negatievere houding? In hoeverre gaan de internationale bevindingen op dit vlak ook op voor Vlaanderen? Staan Vlaamse mannen, jongeren en ouderen, laag opgeleiden en gelovigen negatiever tegenover holebiseksualiteit dan vrouwen, personen van middelbare leeftijd, hoog opgeleiden en niet-gelovigen? En hoe hangt de houding tegenover holebiseksualiteit samen met andere houdingen, meer specifiek de attitude over de rolopvattingen van vrouwen en mannen in het gezin en de samenleving. Ook deze houding werd via een speciale module in de SCV-survey 2006 uitgebreid bevraagd.

3.1. Vier dimensies? Vooreerst blijkt holebiseksualiteit als bestaanswijze vrij algemeen aanvaard. Bijna negen op tien Vlamingen stelt expliciet dat holebi’s hun leven moeten kunnen leiden zoals zij dat willen (v102_2). Ruim 5% is het met deze uitspraak oneens. Wanneer echter uitdrukkelijk verwezen wordt naar de seksualiteitsbeleving van holebi’s, blijkt deze algemene aanvaarding al aardig te slinken. Twee op drie stelt geen probleem te hebben met het feit dat mannen seks hebben met mannen en vrouwen seks hebben met vrouwen (v102_6). Het aantal overtuigde tegenstanders loopt op tot meer dan 16%. De algemene aanvaarding mag dan al behoorlijk hoog liggen, uitspraken over de gelijkberechtiging van holebi’s geven toch een ietwat ander beeld. Algemeen genomen wijst slechts de helft van de respondenten uitdrukkelijk de uitspraak af als zou de strijd van holebi’s voor gelijke rechten te ver gaan (v102_13). Een kwart vindt dat dat wel het geval is. Andere, meer specifieke uitspraken verduidelijken dit beeld. In 2006, drie jaar na de openstelling van het huwelijk voor personen van hetzelfde geslacht, vindt twee op drie Vlamingen dat een goede zaak (v102_3). Bijna één op vijf is expliciet tegen. Inzake het recht op adoptie van twee mannen of twee vrouwen ligt het aandeel voorstanders nog lager. Hoewel in de loop van 2006 adoptie werd opengesteld voor koppels van hetzelfde geslacht, stelt iets minder dan de helft expliciet akkoord te gaan met adoptie door een lesbisch koppel (v102_5). Bij een mannelijk homokoppel gaat maar vier op tien respondenten akkoord (v102_4). Bij adoptie door een mannelijk homokoppel ligt het aandeel expliciete tegenstanders bijna even hoog als het aandeel voorstanders. De reactie van de Vlamingen op holebiseksualiteit in hun naaste omgeving kan slechts beperkt worden ingeschat op basis van de module in de SCV-survey. Er werd enkel bevraagd hoe de respondenten zouden reageren op een homoseksuele leerkracht voor hun kinderen (v102_1). De houding tegenover een homoseksuele leerkracht is overwegend positief. 85% van de Vla-

attitudes tegenover holebi’s

205

mingen zou daar geen probleem mee hebben. Anderzijds stelt nog steeds goed 8% uitdrukkelijk dat wel een probleem te vinden. De tolerantie van de bevolking tegenover de zichtbare aanwezigheid van holebiseksualiteit in de media en de publieke ruimte werd via zes uitspraken (stellingen 7 tot 12) bevraagd. En dat geeft toch wel opvallende resultaten. Vier op tien respondenten is het oneens met de stelling dat er algemeen te veel aandacht is voor holebiseksualiteit (v102_7). Daarnaast vindt bijna de helft van de respondenten dat holebi’s als ze gelijk behandeld willen worden, niet zoveel ophef moeten maken over hun seksuele voorkeur (v102_9). Goed vier op tien stelt dat holebi’s op die geaardheid te veel nadruk leggen (v102_11) en dat ze niet zo overdreven moeten doen (v102_8). 45% gaat akkoord met de stelling dat al die aandacht voor holebi’s op den duur gaat vervelen (v102_10). Uit deze resultaten spreekt een brede aanvaarding van holebi’s en holebiseksualiteit in het algemeen, al neemt deze snel af als expliciet verwezen wordt naar de seksualiteitsbeleving van holebi’s. Verder blijkt de strijd voor gelijke rechten – zeker voor wat betreft adoptie door paren van hetzelfde geslacht – bij een aanzienlijk deel van de bevolking op bezwaren te stuiten. Nog negatiever zijn de reacties op de bestaande aandacht in onze samenleving voor holebi’s. Ondanks een op het eerste gezicht brede, algemene aanvaarding, blijkt een meer impliciete negatieve houding tegenover holebiseksualiteit dus behoorlijk verspreid. Tabel 1: Antwoordverdeling voor v102 – gegevens SCV 2006 (horizontale percentages) * Noch Helemaal eens, Helemaal Eens Oneens N eens noch oneens oneens 1. U zou het een probleem vinden 3,1 5,1 6,8 34,7 50,3 1524 als uw kind op school les krijgt van een homoseksuele leraar of lerares (-) 2. Homoseksuelen moeten hun 36,1 52,4 5,9 3,8 1,8 1528 leven kunnen leiden zoals zij dat willen (+) 3. Het is goed dat paren van het22,1 42,7 16,8 12,3 6,1 1527 zelfde geslacht nu ook kunnen trouwen (+) 4. Koppels van twee mannen moeten dezelfde rechten krijgen als koppels van verschillend ge12,8 27,9 20,7 25,5 13,1 1527 slacht om kinderen te adopteren (+)

206 | Pickery & Noppe

Koppels van twee vrouwen moeten dezelfde rechten krijgen als koppels van verschillend ge13,6 34,0 20,7 21,3 10,4 1529 slacht om kinderen te adopteren (+) 6. Het is niet goed dat mannen met mannen en vrouwen met 5,4 11,2 18,4 38,0 27,1 1518 vrouwen seks met elkaar hebben (-) 7. Er is in het algemeen teveel aandacht voor homoseksualiteit 7,0 29,1 22,6 34,8 6,5 1527 (-) 8. Homoseksuelen moeten niet zo 7,7 32,9 25,9 26,8 6,8 1524 overdreven doen (-) 9. Als homoseksuelen net zo behandeld willen worden als iedereen, moeten ze niet zo veel 9,1 39,9 22,3 23,2 5,6 1528 ophef maken over hun seksuele voorkeur (-) 10. Al die aandacht voor homoseksuelen gaat u op den duur 7,5 37,3 19,9 28,9 6,4 1527 vervelen (-) 11. Homoseksuelen leggen teveel nadruk op hun seksuele geaard6,6 33,8 23,6 30,7 5,3 1525 heid (-) 12. Documentaires op televisie over homoseksuelen vindt u onnodig 7,8 27,5 22,5 35,7 6,5 1526 (-) 13. De strijd van homoseksuelen voor gelijke rechten gaat voor u 5,1 21,5 22,9 41,9 8,5 1524 te ver (-) * Aan de respondenten werd duidelijk gemaakt dat in de uitspraken met de term “homoseksuelen” steeds zowel homo’s, lesbiennes als biseksuelen worden bedoeld.

attitudes tegenover holebi’s

207

3.2. Vergelijking doorheen de tijd en met Nederlandse cijfers Aangezien het de eerste keer is dat in Vlaanderen de houding tegenover holebi’s en holebiseksualiteit zo omvattend werd bevraagd, zijn er binnen Vlaanderen maar weinig vergelijkingspunten voor handen. De maatschappelijke opvattingen over het homohuwelijk en adoptie door personen van hetzelfde geslacht werden wel al nagegaan (Corijn, 2004). In 2003 bleek één op drie Vlamingen van 20 tot 64 jaar het huwelijk tussen personen van hetzelfde geslacht een (zeer) goede zaak te vinden. Een gelijke groep zag dit als een (zeer) slechte ontwikkeling. Op dit vlak lijkt de maatschappelijke aanvaarding vergroot. De resultaten van de SCV-survey geven aan dat bijna tweederde van de Vlamingen expliciete voorstander is van het homohuwelijk. Dat is opmerkelijk gezien de relatief korte tijdsspanne tussen beide surveys. Bovendien werden in de SCV-survey in tegenstelling tot de survey uit 2003 ook de 18 en 19-jarigen en de 65 tot 85-jarigen bevraagd. Zoals reeds eerder gesteld staan jongeren en ouderen veelal negatiever tegenover holebi’s dan personen uit de middelste leeftijdsgroepen. Ook de houding tegenover het homoseksuele moederen vaderschap werd in 2003 bevraagd. Bijna vier op tien respondenten stelde toen dat twee vrouwen net zo goed kinderen kunnen opvoeden als een heterokoppel en drie op tien ging akkoord met de stelling dat als twee mannen samen kinderen willen opvoeden dat moet kunnen. De cijfers inzake de aanvaarding van adoptie door partners van hetzelfde geslacht liggen in de SCV-survey telkens 10% hoger. Al verschillen de in de SCV-survey voorgelegde stellingen enigszins – het gaat over adoptie door homoseksuele koppels, niet over het moeder- of vaderschap op zich – toch lijkt de maatschappelijke aanvaarding van homoseksueel moeder- of vaderschap te zijn toegenomen, zeker als rekening wordt gehouden met de leeftijdsverschillen in de populaties van beide surveys. Als de resultaten van de SCV-survey daarnaast vergeleken worden met de resultaten van de European Social Survey (ESS) van 2004 blijkt dat Vlaanderen in 2006 inzake algemene aanvaarding van homoseksualiteit vrijwel even goed scoort als Nederland in 2004. In Nederland lag in 2004 het aandeel van de bevolking dat het oneens is met de stelling dat homoseksuelen hun leven moeten kunnen leiden zoals zij dat willen op 5%. Van alle in de ESS opgenomen landen, lag enkel in IJsland het aandeel respondenten dat afwijzend op deze stelling reageerde nog net iets lager. De acceptatie van het homohuwelijk kan ook vergeleken worden met Nederlandse cijfers. Vlamingen staan in 2006 positiever staan tegenover het homohuwelijk dan Nederlanders. Eveneens in 2006 leverde vrijwel exact dezelfde vraagstelling in Nederland bijna 10% minder voorstanders op van het homohuwelijk dan in Vlaanderen (Adolfsen & Keuzenkamp, 2006, 35). De bevraagde populatie was in Nederland bovendien nog iets jonger: 19 tot 69 jaar. Beide bevindingen zijn opmerkelijk omdat Nederland internationaal vergeleken

208 | Pickery & Noppe

steeds naar voren komt als één van de meest homovriendelijke landen (Ibid., 29-32). Homoadoptie lijkt in Nederland volgens dezelfde bron wel op minder weerstand te stuiten dan in Vlaanderen, hoewel de verschillende vraagstellingen geen perfecte vergelijking toelaten.

4. De aanwezigheid van de verschillende dimensies in de bevraagde items De bespreking hierboven van de bevraagde items maakt direct duidelijk dat niet alle dimensies van de houding tegenover holebi’s even uitgebreid aan bod kwamen in de SCV-survey van 2006. Een aantal items verwijst duidelijk naar de mening over gelijke rechten (juridische dimensie) en ook de houding tegenover de aanwezigheid van holebi’s in het openbaar en in de media wordt met verschillende items bevraagd. Maar de algemene (morele) acceptatie en de reactie op holebi’s in de naaste omgeving kregen minder aandacht. De data laten daarom niet toe om na te gaan of de vier theoretisch onderscheiden dimensies ook echt terug te vinden zijn in Vlaanderen. Een factoranalyse haalt de twee goed vertegenwoordigde dimensies er wel uit. Tabel 2 toont de patroonmatrix die het resultaat is van die factoranalyse.

Tabel 2: Factorladingen Houding t.o.v. holebiseksualiteit (ML-schatting, Oblieke rotatie (Promax), patroonmatrix) Factor 1 2 school homoseksuele leraar 0,32 -0,21 leven leiden zoals zij willen -0,13 0,39 hetzelfde geslacht trouwen -0,22 0,57 dezelfde rechten adoptie twee mannen 0,08 0,99 dezelfde rechten adoptie twee vrouwen 0,10 1,00 niet goed seks met elkaar 0,34 -0,30 teveel aandacht -0,05 0,66 moeten niet zo overdreven doen 0,01 0,77 niet zoveel ophef maken 0,09 0,84 aandacht gaat vervelen -0,01 0,80 te veel nadruk op geaardheid 0,01 0,81 documentaires onnodig -0,13 0,50 strijd gelijke rechten gaat te ver 0,46 -0,39

attitudes tegenover holebi’s

209

De eerste factor in tabel 2 groepeert de items die de houding tegenover de (expliciete) aanwezigheid van holebiseksualiteit in het openbaar en in de media meten en sluit het nauwst aan bij wat hiervoor moderne homonegativiteit genoemd werd. De tweede factor groepeert de drie items over adoptie- en huwelijksrecht en meet dus eerder de juridische dimensie. Opvallend is dat het laatste item “de strijd van homoseksuelen voor gelijke rechten gaat voor u te ver” vrijwel even hoog laadt op beide factoren en zelfs iets hoger op de eerste, terwijl het inhoudelijk meer lijkt aan te sluiten bij de tweede factor.4 De twee factoren verklaren samen 60% van de totale variantie in alle items en de correlatie tussen beide bedraagt: -0,58. De twee gemeten dimensies van de houding ten opzichte van holebiseksualiteit hangen dus relatief sterk samen. Het negatieve teken van de correlatie is natuurlijk een gevolg van de verschillende formulering (negatief-positief) van de items. Op basis van deze factoranalyse besluiten wij om twee samengestelde variabelen te maken en die verder te analyseren. De eerste samengestelde variabele neemt het gemiddelde van items 7 tot 12, de tweede variabele groepeert de items 3, 4 en 5, maar voor de eenvormigheid worden de scores daarvan eerst omgekeerd vooraleer het gemiddelde te berekenen. Zo impliceert een hogere score ook bij deze variabele een negatievere houding. De interne consistentie van beide samengestelde variabelen is hoog (Cronbach’s alpha’s respectievelijk 0,87 en 0,88). De eerste variabele zou “ervaren van een overdreven aandacht voor holebiseksualteit” genoemd kunnen worden en de tweede “weerstand tegen gelijke rechten voor holebi’s”. De gemiddelde waarde voor de eerste is gelijk aan 3,1 en die voor de tweede 2,7. Aangezien voor beide geldt “hoe hoger, hoe negatiever”, blijkt ook uit de samengestelde variabelen dat de reacties op de bestaande aandacht voor homoseksualiteit in onze samenleving (nog) negatiever zijn dan de appreciatie van gelijke rechten. Zoals reeds gesteld zijn de andere houdingdimensies minder goed gemeten. Vergelijken is dus moeilijk. Toch is duidelijk dat een vergelijkbare gemiddelde waarde voor bijvoorbeeld algeme4

Dit zou wel eens een methode-effect kunnen zijn. Dit item volgt na de zes items over aanwezigheid en aandacht en is net als die laatste items negatief geformuleerd: instemming staat gelijk met een negatievere houding. De items over huwelijks- en adoptierecht zijn daarentegen positief geformuleerd. Bemerk dat auteurs als Morrison en Morrison (2002, 25) een vergelijkbaar item eveneens tot de moderne homonegativiteit rekenen: “Gay men have become far too confrontational in their demand for equal rights”. Ook in het onderzoek van van Wijk et al. (2005, 23) laadt het item “Ik vind dat de strijd van homoseksuelen voor gelijke rechten te ver gaat” hoog op de factor die moderne homonegativiteit meet. Los van het eventuele methode-effect zijn er volgens die auteurs dus ook inhoudelijke redenen waarom dit item aansluit bij de eerste factor, die moderne homonegativiteit meer.

210 | Pickery & Noppe

ne acceptatie duidelijk lager zou liggen. Zo zijn de meeste respondenten het (helemaal) eens met de uitspraak “homoseksuelen moeten hun leven kunnen leiden zoals zij dat willen”, wat resulteert in een gemiddelde score voor dit item van 1,8. Hier blijkt dus opnieuw dat een hoge algemene acceptatie kan samengaan met een aanzienlijke tegenkanting tegen gelijke rechten en een nog grotere weerstand tegen de aandacht voor holebiseksualiteit in de maatschappij.

5. Determinanten van de houdingen tegenover holebiseksualiteit 5.1. Bivariate samenhangen In eerste instantie kijken we naar eenvoudige verschillen tussen de gemiddelde scores. De onafhankelijke variabelen leiden we af uit het literatuuroverzicht hierboven. Geslacht, leeftijd, opleidingsniveau, levensbeschouwing, seksuele oriëntatie en het persoonlijk kennen van holebi’s werden allen bevraagd in de SCV-survey en kunnen dus meegenomen worden. Voor levensbeschouwing combineren we de vraag naar zelfdefiniëring5 met de vraag naar deelname aan erediensten6. Zo onderscheiden we bij de katholieken diegenen die maandelijks of vaker naar de kerk gaan van diegenen die minder vaak een eredienst bijwonen. Deze opdeling van katholieken op basis van de frequentie van het kerkbezoek komt ook terug bij ander onderzoek dat religiositeit of kerkelijke betrokkenheid als variabele gebruikt (zie bvb. Carton et al., 1993, 276). Voor de bepaling van de seksuele oriëntatie werd gebruik gemaakt van de zogenaamde Kinseyschaal die aan de respondenten werd voorgelegd. Deze schaal loopt van 0 (exclusief heteroseksueel), over 3 (biseksueel) tot 6 (exclusief homoseksueel). Alle respondenten die twee of meer scoren op deze schaal, werden in de analyse beschouwd als holebi’s. Het al dan niet kennen van holebi’s werd expliciet bevraagd7. Bij deze operationalisering dient nog opgemerkt dat sommige vragen van de module rond holebiseksualiteit in de survey door de respondent zelf werden ingevoerd. De interviewer 5

Tot welke van volgende levensbeschouwelijke strekkingen rekent u zichzelf? ongelovig; vrijzinnig; protestant; christelijk gelovig maar niet katholiek; katholiek; islamitisch; joodse godsdienst; geen enkele; andere, specifieer...

Mensen nemen wel eens deel aan kerkelijke of religieuze plechtigheden naar aanleiding van een huwelijk, begrafenis e.d. Als we deze NIET meetellen, hoe vaak neemt u dan deel aan kerkelijke of godsdienstige erediensten? nooit; zeer zelden; enkel op kerkelijke of godsdienstige feestdagen zoals Kerstmis en Pasen; maandelijks; meerdere keren per maand; wekelijks; meerdere keren per week

Kent u persoonlijk mensen waar u van weet dat zij holebi zijn? Met holebi bedoelen we iemand die homoseksueel, lesbisch of biseksueel is. Met persoonlijk kennen bedoelen we dat u zelf met die mensen, tijdens de laatste 12 maanden, 1 of meerdere keren in contact bent gekomen.

attitudes tegenover holebi’s

211

draaide daarvoor het scherm van de laptop naar de respondent, zodat zijn of haar privacy gewaarborgd werd. Deze procedure werd gevolgd voor de vraag over de seksuele oriëntatie en ook voor de vraag naar het kennen van holebi’s. Dit was echter niet het geval voor de 13 items die de respondenten moesten beoordelen, op basis waarvan de samengestelde afhankelijke variabelen werden berekend. Uit tabel 3 blijkt dat alle beschouwde kenmerken inderdaad differentiëren voor de onderzochte houdingen. Hierop is er slechts één – op het eerste gezicht opvallende – uitzondering. Er is geen significant verschil in het aanvoelen van een overdreven aandacht voor holebiseksualiteit volgens de eigen seksuele oriëntatie. Holebi’s onderscheiden zich hierin dus niet van nietholebi’s. Voor de andere kenmerken geldt steeds dat de elders gevonden samenhangen (zie paragraaf 2.2) in Vlaanderen bevestigd worden. Tabel 3: Gemiddelde scores voor de samengestelde variabelen volgens achtergrondkenmerken

leeftijd respondent 18-24 jaar 25-34 jaar 35-44 jaar 45-54 jaar 55-64 jaar 65-74 jaar 75-85 jaar

weerstand tegen aanvoelen van overgelijke kansen dreven aandacht aanvoelen van *** *** 2,5 2,8 2,4 2,8 2,5 2,9 2,7 2,9 3,0 3,4 3,1 3,5 3,2 3,6

157 240 297 283 225 189 127

geslacht man vrouw

*** 2,9 2,6

*** 3,2 2,9

739 777

hoogst behaalde diploma geen of ten hoogste lager onderwijs ten hoogste lager secundair onderwijs ten hoogste hoger secundair onderwijs niet universitair hoger onderwijs universitair onderwijs

*** 2,9 2,9 2,7 2,4 2,5

*** 3,3 3,2 3,0 2,8 2,7

324 289 528 273 102

212 | Pickery & Noppe

levensbeschouwing katholiek – maandelijks of vaker kerkbezoek katholiek – geen kerkbezoek of minder dan maandelijks christelijk gelovig, maar niet katholiek ongelovig – geen enkele vrijzinnig andere

*** 3,0

*** 3,4

195

2,8

3,1

587

2,6 2,4 2,3 3,6

3,0 2,8 2,7 3,4

320 250 105 59

seksuele oriëntatie geen holebi holebi

** 2,7 2,4

3,0 2,9

1285 117

persoonlijk kennen van holebi’s ja neen

*** 2,6 3,0

*** 2,9 3,4

985 531

totaal

2,7

3,1

1516

als gevolg van ontbrekende waarden vertoont N soms kleine verschillen voor de twee afhankelijke variabelen, in die gevallen werd het gemiddelde weergegeven **: p < 0,01, ***: p < 0,001, ns: niet significant 1

Vrouwen zijn minder negatief dan mannen en lager opgeleiden zijn negatiever dan hoger opgeleiden, hoewel de verschillen tussen de hoogste opleidingsniveaus beperkt lijken. Voor overdreven aandacht vinden we de minst negatieve houding bij de universitair geschoolden, terwijl de kleinste weerstand tegen gelijke rechten te vinden is bij de houders van een diploma hoger onderwijs buiten de universiteit. Verder hebben vrijzinnigen en ongelovigen telkens de meest positieve houding en is er bij katholieken een onderscheid tussen diegenen die regelmatig praktiseren en de overigen die een minder negatieve houding hebben. Persoonlijke kennis van holebi’s leidt in beide gevallen tot een positievere houding. Wat leeftijd betreft, neemt de kans op een negatievere houding toe naarmate de respondenten ouder zijn. Dit is in overeenstemming met internationaal onderzoek. Wel vindt dat onderzoek soms ook bij de jongere leeftijdsgroepen een negatievere houding. Voor onze data (respondenten van 18 jaar en ouder) geldt dat alvast niet.

attitudes tegenover holebi’s

213

De verschillende achtergrondkenmerken hangen natuurlijk met elkaar samen. Daarom is een multivariate analyse die op zoek gaat naar netto-effecten correcter en informatiever. In de volgende paragraaf tonen we het resultaat van die multivariate analyses.

5.2. Netto-effecten in meervoudige regressies Beide afhankelijke variabelen zijn metrisch en kunnen geanalyseerd worden met behulp van een meervoudige regressie. In die regressieanalyse kunnen we leeftijd opnemen als een metrische variabele, als deviatiescore gecentreerd rond het gemiddelde van 48 jaar. Alle categorische onafhankelijke variabelen hebben we effectgecodeerd om niet te moeten werken met een arbitraire referentiecategorie. Dat impliceert dat het intercept het gemiddelde weergeeft van de voorspelde waarden binnen alle categorieën van de onafhankelijke variabelen8. In tabel 4 is het intercept gelijk aan 2,7. Dat is de voorspelde waarde op de “weerstand tegen gelijke rechten”-schaal voor respondenten van 48 jaar oud en gemiddeld voor de verschillende onderwijsniveaus, levensbeschouwingen... Deze voorspelde waarde ligt bij mannen twee tienden hoger en bij vrouwen twee tienden lager. Het verschil volgens geslacht is dus een duidelijk netto-effect dat stand houdt bij controle voor de effecten van de andere onafhankelijke variabelen. Bovendien is het netto-effect ongeveer gelijk aan het eenvoudige bivariate effect. Een vergelijkbare vaststelling geldt niet voor alle achtergrondkenmerken. Zo zijn de netto-verschillen volgens opleidingsniveau eerder beperkt. Alleen de respondenten met ten hoogste een diploma lager onderwijs blijken significant te verschillen van het gemiddelde. Zij hebben meer weerstand tegen gelijke rechten. De verschillen volgens levensbeschouwing zijn groter dan die volgens opleidingsniveau. Ongelovigen en vrijzinnigen hebben duidelijk minder weerstand tegen gelijke rechten (de voorspelde score op de schaal is respectievelijk 3 en 4 tienden lager). Voor respondenten die tot de categorie “andere” (islamieten, protestanten,...) behoren, ligt de voorspelde waarde liefst 8 tienden hoger.

We hebben telkens twee verschillende effectcoderingen gebruikt, zodat we de effecten kunnen geven voor alle categorieën. Als een nominale variabele slechts twee categorieën telt, zijn de effecten gewoon elkaars spiegelbeeld. Voor de onafhankelijke variabelen met meerdere categorieën geven we telkens een significantietest voor de volledige variabele en een test voor elk effect afzonderlijk. De eerste test vertelt of er in globo verschillen zijn volgens het kenmerk (bvb. opleidingsniveau). Op basis van de tweede test kan je nagaan of één categorie significant verschilt van het (ongewogen) gemiddelde van alle categorieën samen.

214 | Pickery & Noppe

Tabel 4: Netto-effecten in een meervoudige regressie – weerstand tegen gelijke rechten

leeftijd respondent metrisch geslacht man vrouw hoogst behaalde diploma geen of ten hoogste lager onderwijs ten hoogste lager secundair onderwijs ten hoogste hoger secundair onderwijs niet universitair hoger onderwijs universitair onderwijs levensbeschouwing katholiek – maandelijks of vaker kerkbezoek katholiek – geen kerkbezoek of minder dan maandelijks christelijk gelovig, maar niet katholiek ongelovig – geen enkele vrijzinnig andere seksuele oriëntatie geen holebi holebi persoonlijk kennen van holebi’s ja neen intercept R2 N

regressieparameter

standaardfout

gestand. param.

0,012

0,002

0,194

0,201 -0,201

0,027 0,027

-0,185 +0,185

significantie *** ***

-0,032 0,157 0,041 -0,101 -0,065

0,063 0,056 0,047 0,057 0,084

-0,018 0,090 0,027 -0,058 -0,030

0,101

0,076

0,061

* ns ** ns ns ns *** ns

-0,047

0,050

-0,028

-0,114 -0,324 -0,407 0,792

0,059 0,065 0,088 0,119

-0,060 -0,160 -0,165 0,284

ns *** *** *** *

0,109 -0,109

0,049 0,049

0,056 -0,056

-0,088 0,088 2,712 0,156 1406

0,031 0,031 0,057

-0,076 0,076

* : p < 0,05, ** : p < 0,01, *** : p < 0,001, ns : niet significant

attitudes tegenover holebi’s

215

Voor levensbeschouwing wordt het bivariate effect dus grotendeels gereproduceerd. Wel onderscheiden de katholieken zich niet meer significant als homonegatiever. Dat kan waarschijnlijk verklaard worden door de samenhang van kerkelijke betrokkenheid met leeftijd. Praktiserende katholieken zijn over het algemeen ouder. Leeftijd zelf heeft een lineair effect. Onze data geven geen indicatie van een curvilineair effect. De eenvoudige conclusie is dus hoe ouder, hoe meer weerstand tegen gelijke rechten voor holebi’s. Mensen die persoonlijk holebi’s kennen, en holebi’s zelf zijn grotere voorstanders van gelijke rechten dan hun respectievelijke tegenhangers, maar de verschillen zijn al bij al niet zo groot. De vergelijking van de gestandaardiseerde parameters leert dat de effecten van leeftijd en geslacht groter zijn, net zoals sommige verschillen volgens levensbeschouwing. Als we de bivariate analyse met de meervoudige regressie vergelijken valt de afname van het belang van opleidingsniveau het meest op. Voor wat betreft de weerstand tegen gelijke rechten onderscheiden hoger opgeleiden zich minder in positieve zin dan op het eerste gezicht lijkt. Nederlands onderzoek naar het ontzeggen van gelijke rechten aan homo’s en lesbiennes vindt vergelijkbare effecten van geslacht, godsdienstigheid en kerkelijke betrokkenheid (Van de Meerendonk en Scheepers, 2004). Bovendien is ook in dat onderzoek het effect van opleidingsniveau niet eenduidig. Recenter Nederlands onderzoek vond wel dat de kans om voorstander te zijn van het afschaffen van het homohuwelijk daalde naarmate het opleidingsniveau steeg (Lubbers et al. 2006), bovenop de effecten van geslacht en kerkelijke betrokkenheid en een aantal socialisatievariabelen. Ook voor de tweede samengestelde variabele gaan we met een meervoudige regressie op zoek naar netto-effecten. Het model in tabel 5 is op exact dezelfde manier opgesteld als bij de voorgaande analyse. Ook hier worden de bivariate verschillen vrij goed gereproduceerd. Zoals uit de tabel blijkt storen vrouwen zich minder dan mannen aan de aanwezigheid van holebi’s en holebiseksualiteit in de maatschappij en in de media. Ongelovigen en vrijzinnigen zijn eveneens minder “modern homonegatief”, dit in tegenstelling tot de respondenten die voor levensbeschouwing behoren tot de categorie “andere”. Deze laatste groep onderscheidt zich wel minder in negatieve zin dan bij de weerstand tegen gelijke rechten. De verschillen volgens opleidingsniveau zijn wat duidelijker en eenduidiger dan in de gelijkerechten-analyse. Respondenten met ten hoogste een diploma secundair onderwijs ervaren meer een overdreven aandacht. Hun score op de samengestelde variabele is significant hoger dan het gemiddelde, bij de houders van een diploma lager secundair nog iets meer dan bij de mensen die het secundair onderwijs hebben afgemaakt. Universitair geschoolden scoren als enige opleidingscategorie significant lager op deze moderne homonegativiteitschaal. Leeftijd heeft opnieuw een lineair effect dat vrijwel gelijk is aan het effect in de vorige analyse. Hoe ouder hoe negatiever.

216 | Pickery & Noppe

Tabel 5: Netto-effecten in een meervoudige regressie – ervaren van een overdreven aandacht voor holebiseksualiteit

regressieparameter

standaardfout

gestand. param.

0,013

0,001

0,266

0,146 -0,146

0,021 0,021

0,172 -0,172

significantie *** ***

0,019 0,117 0,082 -0,044 -0,174

0,049 0,043 0,036 0,044 0,065

0,014 0,085 0,070 -0,032 -0,102

** ns ** * ns ** ***

0,105

0,059

0,082

0,001

-0,027 -0,092 -0,152 0,171

ns ** *** *** ns

katholiek – geen kerkbezoek of minder 0,002 0,038 dan maandelijks christelijk gelovig, maar niet katholiek -0,040 0,045 ongelovig – geen enkele -0,146 0,050 vrijzinnig -0,296 0,068 andere 0,375 0,092 seksuele oriëntatie geen holebi 0,029 0,037 holebi -0,029 0,037 persoonlijk kennen van holebi’s ja -0,114 0,024 neen 0,114 0,024 3,055 0,044 intercept 2 0,190 R 1394 N * : p < 0,05, ** : p < 0,01, *** : p < 0,001, ns : niet significant

0,019 -0,019 *** -0,126 0,126

attitudes tegenover holebi’s

217

Het belangrijkste resultaat van deze meervoudige regressie is de bevestiging van de afwezigheid van een effect van seksuele oriëntatie. Holebi’s verschillen niet significant van nietholebi’s. Zij vinden de aandacht voor holebiseksualiteit in de media en in de maatschappij net zo overdreven als niet-holebi’s. Dat is tevens het opvallendste verschil met de analyse in tabel 4, waar holebi’s wel een positievere houding lieten optekenen. Als er al sprake is van een geïnternaliseerde homonegativiteit in Vlaanderen dan geldt die wel voor het ervaren van een te expliciete aanwezigheid van holebiseksualiteit (moderne homonegativiteit), maar niet voor de weerstand tegen gelijke rechten. Het Nederlands onderzoek dat de inspiratie gaf voor enkele van de bevraagde items in de SCV-survey was beperkt tot een kleine en selectieve steekproef (Van Wijk et al., 2005). De resultaten ervan moeten dus met de nodige omzichtigheid geïnterpreteerd worden. Toch is het opvallend dat één van de conclusies van dat onderzoek vrijwel analoog is aan de hierboven geformuleerde vaststelling. Van Wijk et al. vinden ook geen effect van de eigen seksuele oriëntatie op de score op een moderne homonegativiteitschaal, terwijl er wel een effect uitgaat van de seksuele oriëntatie op traditionele homonegativiteit. Tot slot van deze paragraaf vergelijken we nog even met de determinanten van de algemene acceptatie van homoseksualiteit, een analyse die we hier niet hebben weergegeven omdat die dimensie minder uitvoerig bevraagd werd. We vonden daarvoor ook minder significante variabelen. De conclusie is dat de algemene aanvaarding niet alleen hoog is, maar dat er ook weinig variatie is volgens de onderscheiden achtergrondvariabelen. Geslacht en leeftijd hebben bijvoorbeeld nog wel een effect, maar dat is (veel) kleiner dan in de voorgaande analyses. Alleen het effect volgens levensbeschouwing blijft duidelijk en aanzienlijk.

6. Samenhang met opvattingen over de rol van de vrouw in de maatschappij In paragraaf 2.2. werd reeds gesteld dat een homonegatieve houding vaak samengaat met een minder positieve houding tegenover vrouwen. De SCV-survey van 2006 bevatte ook een module over man-vrouw rolopvattingen in het gezin en in de samenleving. Die module bevat 15 items die gaan van de taakverdeling in het gezin (bvb. strijken) over opvattingen in verband met de opvoeding van jongens en meisjes tot de positie van de vrouw in het bedrijfsleven en de politiek. De respondent moest deze items op dezelfde manier beoordelen als vragen in verband met holebiseksualiteit (van helemaal eens tot helemaal oneens). Probleem bij de analyse van deze module is dat ze veel verschillende dimensies bevat en dat niet alle dimensies terug te brengen zijn tot een goede schaal. In bijlage worden de resultaten van een vierfactorenoplossing getoond. Vier items kunnen toch samen genomen worden in één schaal met een aanvaardbare interne consistentie (Cronbach’s alpha = 0,67). Dat zijn volgende items:

218 | Pickery & Noppe

• v112_10: Het aantal vrouwen in topfuncties zou de komende vijf jaar minstens moeten verdubbelen • v112_12: Het zou goed zijn als de volgende eerste minister een vrouw is • v112_13: Om vrouwen de kans te geven hun achterstand in besluitvormende posities in te halen, zouden bedrijven hen voorrang moeten geven bij het deelnemen aan managementtrainingen. • v112_15: Het is goed te begrijpen dat vrouwenorganisaties zich inspannen om het aandeel van vrouwen in topfuncties te vergroten Het is duidelijk dat het achterliggende concept verwijst naar het ondersteunen van een grotere vertegenwoordiging van vrouwen in maatschappelijk belangrijke posities. In een structureel vergelijkingsmodel gaan we na hoe deze houding samenhangt met de twee verschillende gemeten dimensies van homonegativiteit. Om de interpretatie wat te vergemakkelijken hebben we de scores van deze items ook omgekeerd. Een hogere score om de samengestelde variabele betekent zo een grotere weerstand tegen meer vrouwen in belangrijke maatschappelijke functies. De resultaten van de analyse die de samenhang tussen deze latente variabelen nagaat, worden weergegeven in grafiek 1. Uit die grafiek blijkt dat er inderdaad een samenhang is tussen holebinegatieve houdingen en het niet of minder verdedigen van een betere vertegenwoordiging van vrouwen in maatschappelijk belangrijke posities. Maar die samenhang is al bij al niet zo sterk. De gemeten correlatie tussen die weerstand tegen een betere maatschappelijke vertegenwoordiging van vrouwen en de weerstand tegen gelijke rechten voor holebi’s bedraagt slechts 0,22. Voor de andere dimensie van de holebinegatieve houding is de correlatie nog kleiner: 0,15. Het lijkt niet onlogisch dat er een hogere correlatie is tussen weerstand tegen gelijke rechten voor holebi’s en weerstand tegen een verbetering van de maatschappelijke positie van de vrouw dan tussen deze laatste en de moderne homonegativiteit. Opvallender is de eerder beperkte samenhang in beide gevallen. Desalnietemin bevestigt deze analyse eerder gevonden onderzoeksresultaten.

attitudes tegenover holebi’s

219

Grafiek 1: Samenhang tussen de verschillende latente variabelen9,10

De nummers in de variabelennamen verwijzen naar de respectievelijke items (zie vroeger), de toevoeging “b” wijst erop dat de betreffende items gehercodeerd zijn.

Omdat we voor we dit model geschat hebben twee exploratieve factoranalyses hebben uitgevoerd, is het niet echt correct om de fit van dit model op de gebruikelijke manier na te gaan. Als we dat toch doen, blijkt die aanvaardbaar te zijn: χ2 = 324,77; Df = 62; RMSEA = 0,054; NFI = 0,97.

220 | Pickery & Noppe

7. Conclusie Nu homoseksuele mannen, lesbiennes en biseksuelen in België grotendeels dezelfde rechten hebben als hetero’s stellen sommigen de vraag of holebi’s nog wel een doelgroep moeten vormen van het gelijkekansenbeleid. Het nut van een “grootschalige campagne rond de maatschappelijke aanvaarding van holebi’s” wordt in vraag gesteld omdat die al een feit zou zijn (De Witte, 2007). Uit de gegevens van de SCV-survey blijkt dat de algemene aanvaarding van holebiseksualiteit inderdaad groot is. Maar als er verwezen wordt naar de seksualiteitsbeleving van holebi’s, is die aanvaarding al minder ruim verspreid. Ook is er bij een aanzienlijk deel van bevolking maar een beperkt draagvlak voor gelijke rechten en zijn er heel wat negatieve reacties op de openlijke aanwezigheid van holebi’s in onze samenleving. De variabelen die een negatievere houding verklaren, zijn voor Vlaanderen grotendeels dezelfde als diegene die uit internationaal onderzoek naar voor komen. Mannen, ouderen en mensen die geen holebi’s kennen, hebben een negatievere houding. De aanvaarding stijgt met het opleidingsniveau alhoewel deze samenhang niet zo sterk is en niet geldt voor het onderschrijven van gelijke rechten. Ook levensbeschouwing speelt een rol, waarbij vooral de diverse categorie “andere” zich negatief onderscheidt. De impact van de eigen seksuele oriëntatie is dubbel. In vergelijking met hetero’s nemen holebi’s een positievere houding aan tegenover de juridische gelijkberechtiging. Maar langs de andere kant vinden zij de aandacht voor holebiseksualiteit in de media en de maatschappij net zo overdreven. Op dit vlak lijkt er dus sprake van een geïnternaliseerde homonegativiteit. Deze resultaten geven aan dat er nog ruimte is voor een beleid dat negatieve attitudes wil bijstellen. Maatschappelijke afwijzing van holebiseksualiteit leidt immers tot stress en psychische klachten bij vooral jonge holebi’s met kwalijke (gezondheids)effecten tot gevolg (Vincke e.a., 2006, 67-69). Er zijn redenen om aan te nemen dat dit niet alleen het geval is bij de meer traditionele, openlijke afkeuring van holebiseksualiteit. Ook de moderne, subtielere negatieve houding tegenover holebi’s zou vergelijkbare consequenties hebben (Kuyper en Bakker, 2006: 35). De weinige vergelijkingen in de tijd die we konden maken, toonden aan dat de accceptatie van de gelijke rechten de laatste jaren sterk is verhoogd. Enkele jaren na het openstellen van het huwelijk voor mensen van hetzelfde geslacht, is het aantal voorstanders van deze maatregel sterk gestegen. Het lijkt er op dat een beleid dat vooroploopt, zo zijn eigen draagvlak kan creëren. We ronden af met een meer methodologische conclusie. Niet alle dimensies van de houding tegenover holebi’s kwamen even uitgebreid aan bod in de SCV-survey. De algemene aanvaarding van holebiseksualiteit en de reactie op holebi’s in de naaste omgeving werder amper

attitudes tegenover holebi’s

221

bevraagd. Het lijkt aangewezen om hier meer aandacht aan te besteden bij verder opinieonderzoek via de opname van specifieke items. Daarnaast lijkt het zinvol om ook te focussen op de attitudes van bepaalde bevolkingsgroepen die bij de hier gepresenteerde resultaten grotendeels buiten beeld blijven. Uit recent onderzoek blijkt bijvoorbeeld dat Vlaamse jongeren me t een islamitische achtergrond negatiever staan tegenover holebiseksualiteit (Hooghe e.a., 2007). Nederlands onderzoek dat extra aandacht besteedde aan rol van etniciteit vond gelijkaardige resultaten bij personen van Turkse en Marokkaanse afkomst. Ook wij vonden aanwijzingen in die richting al blijven uitspraken op dit vlak erg voorbarig omwille van het beperkte aantal allochtonen en islamieten in de SCV-steekproef.

Bibliografie Adolfsen, A. & S. Keuzenkamp (2006), Opinieonderzoek onder de bevolking, pp. 27-56 in S. Keuzenkamp, D. Bos, J.W. Duyvendak & G. Hekma (reds.) (2006), Gewoon doen. Acceptatie van homoseksualiteit in Nederland. Den Haag: Sociaal en Cultureel Planbureau. Carton, A., Swyngedouw, M., Billiet, J. & R. Beerten (1993), Source Book of the Voters’ Study in connection with the 1991 General Election. Leuven: ISPO/Sociologisch Onderzoeksinstituut. Corijn, M. (2004), Wat denkt de Vlaming over het huwelijk en het ouderschap bij partners van hetzelfde geslacht? Brussel: CBGS (http://aps.vlaanderen.be/cbgs/content/113.html). Dewaele, A., N. Cox, W, Van den Berghe & J. Vincke (2006), De maatschappelijke positie van holebi’s en hun sociale netwerken: over vriendschap en andere bloedbanden. Antwerpen en Hasselt: Steunpunt Gelijkekansenbeleid. De Witte, P. (2007, 10 mei), Stemmetjeuhs, De Standaard, p. 17. Hekma, G., S. Keuzenkamp, D. Bos & J.W. Duyvendak (2006), Samenvatting en slotbeschouwing, pp. 221-245 in S. Keuzenkamp, D. Bos, J.W. Duyvendak & G. Hekma (reds.) (2006), Gewoon doen. Acceptatie van homoseksualiteit in Nederland. Den Haag: Sociaal en Cultureel Planbureau. Herek, G.M. (1984), Beyond ‘homophobia’: a social psychological perspective on attitudes toward lesbians and gay men, Journal of Homosexuality, 10(1), 1-21. Herek, G.M. (1988), Heterosexuals’ attitudes toward lesbians and gay men: correlates and gender differences, The Journal of Sex Research, 4, 451-477. Hooghe, M., E. Quintelier, E. Claes, Y. Dejaeghere & A. Harrell (2007), De houding van jongeren ten aanzien van holebi-rechten. Een kwantitatieve en kwalitatieve analyse. Leuven: Center for Citizenship and Democracy. Keuzenkamp, S., D. Bos, J.W. Duyvendak & G. Hekma (reds.) (2006), Gewoon doen. Acceptatie van homoseksualiteit in Nederland. Den Haag: Sociaal en Cultureel Planbureau. Kuyper L. & F. Bakker (2006), De houding ten opzichte van homoseksualiteit: een beschrijvende literatuurstudie. Den Haag: Sociaal en Cultureel Planbureau.

222 | Pickery & Noppe

Larsen, K.S., M. Reed & S. Hoffman (1980), Attitudes of heterosexuals toward homosexuality: a Likerttype scale and construct validity, The Journal of Sex Research, 3, 245-257. Lewis, G.B. (2003), Black-white differences in attitudes toward homosexuality and gay rights, Public Opinion Quarterly, 67, 59-78. Lubbers, M., E. Jaspers & W. Ultee (2006), Het homohuwelijk na invoering: voor- en tegenstanders, Mens en Maatschappij, 81 (2), 101-120. Morrison T.G., P. Kenny & A. Harrington (2005), Moderns prejudice toward gay men and lesbian women: assessing the viability of a measure of modern homonegative attitudes within an Irish context, Genetic, Social and General Psychology Monographs, 131(3), 219-250. Morrison, M.A. & T.G. Morrison (2002), Development and validation of a scale measuring modern prejudice toward gay men and lesbian women, Journal of Homosexuality, 43(2), 15-36. Raja, S. & J.P. Stokes (1998), Assessing attitudes toward lesbians and gay men: the Modern Homophobia Scale, Journal of Gay, Lesbian and Bisexual Identity, 2, 113-134. Shidlo, A. (1994), Internalized homophobia: conceptual and empirical issues in measurement, pp. 176205 in B. Greene & G.M. Herek (eds.) Psychological perspectives on lesbian and gay issues: volume 1. Thousand Oaks, ca: Sage. Van Brempt, K. (2004), Beleidsnota Gelijke Kansen 2004-2009. Brussel: Vlaamse Regering. Van den Meerendonk, B. & P. Scheepers (2004), Denial of equal civil rights for lesbians and gay men in the Netherlands, 1980-1993, Journal of Homosexuality, 47(2), 63-79. Van Wijk E., B. Van den Meerendonk, F. Bakker & I. Vanwesenbeeck (2005), Moderne homonegativiteit: de constructie van een meetinstrument voor het meten van hedendaagse reacties op zichtbare homoseksualiteit in Nederland, Tijdschrift voor Seksuologie, 29, 19-27. Vincke, J., N. Cox, W. Van den Berghe & A. Dewaele (2006), Zzzip: eindrapport. Een statistisch onderzoek met het oog op het verzamelen van basismateriaal over de doelgroep holebi’s, Gent: Universiteit Gent. X (2006), Doelstellingen in het kader van de toepassing van de open coördinatiemethode in het Vlaamse gelijkekansenbeleid. Brussel: Gelijke Kansen in Vlaanderen.

attitudes tegenover holebi’s

223

Bijlage Factorladingen Items man-vrouw rolopvattingen (ML-schatting, Oblieke rotatie (Promax), patroonmatrix)

strijken evengoed taak man als vrouw vrouw beter geschikt kinderen opvoeden als man meisje niet zo belangrijk goede opvoeding vaat doen evengoed taak man als vrouw jongens vrijer opvoeden dan meisjes onnatuurlijk als vrouw leiding uitoefent over mannen man beter geschikt lekke band te vervangen M/V even geschikt kleine kinderen opvoeden vrouwen te weinig invloed besluitvorming belangrijke maatschappelijke kwesties aandeel vrouwen in topfuncties verdubbelen vrouwen evenveel kans topfunctie goed volgende eerste minister vrouw vrouwen voorrang managementtrainingen voorkeursbeleid voor vrouwen ongewenst begrijpelijk vrouwenorganisaties inspanningen aandeel topfuncties

224 | Pickery & Noppe

1 0,02 0,05 0,02 -0,00 0,02

Factor 2 3 0,55 -0,02 0,11 0,78 -0,24 0,05 0,80 0,02 -0,00 0,18

4 -0,02 0,15 0,32 0,09 0,42

-0,04

-0,26

0,11

0,30

-0,04 0,02

-0,10 0,15

0,26 -0,59

0,15 0,13

0,35

-0,05

0,07

-0,22

0,68 -0,20 0,55 0,68 -0,32

-0,00 0,10 0,08 -0,03 0,06

-0,04 -0,05 0,03 -0,06 0,14

-0,19 0,46 -0,12 0,29 -0,22

0,42

0,08

0,13

-0,17

Breedtesport in Vlaanderen gepeild Trends en profielen 1999-2006 Jeroen Scheerder & Bart Vanreusel • Faculteit Bewegings- & Revalidatiewetenschappen, KULeuven Guy Pauwels • Studiedienst van de Vlaamse Regering

1. Inleiding De sport kan zich in onze samenleving verheugen in een toenemende belangstelling. Aan de ene kant kent de markt van de sport een steeds sterkere vraag die gekenmerkt wordt door een zeer divers en talrijk publiek van zowel actieve als passieve gebruikers. Het zelf sportactief bezig zijn en het kijken naar sport winnen aan populariteit en spreken zowel jong en oud, mannen en vrouwen, als lager- en hogeropgeleiden aan (Breedveld & Tiessen-Raaphorst, 2006; Pauwels & Scheerder, 2004; Scheerder & Pauwels, 2006; Tiessen-Raaphorst & Breedveld, 2006). Tegelijkertijd opereert aan de aanbodzijde een al even verscheiden en omvangrijk gamma van sporten bewegingsaanbieders (Lucassen & Tiessen-Raaphorst, 2006; Scheerder, 2007). Zo beschikt Vlaanderen over een sterk uitgebouwd sportverenigingsleven, meteen ook een van de belangrijkste spelers op het maatschappelijke middenveld (Scheerder, 2004). Hoewel de sector van de verenigingsgeorganiseerde sport lange tijd een quasi monopolie uitoefende, wordt het sportlandschap nu ook, en steeds meer, vorm gegeven door heel wat commerciële initiatieven. De commercialisering en professionalisering van de sport zijn volop bezig en geven een dynamiek aan de vigerende sporten bewegingscultuur (Van Bottenburg, 2004). Desalniettemin bekleden de sportfederaties en sportclubs tot op heden een nog altijd sterke positie op de markt van de sport. Daarin worden zij in aanzienlijke mate ondersteund door de overheid. Actieve sportbeoefening wordt door de overheid gepromoot omdat deze vrijetijdsbesteding heel wat mogelijkheden biedt op het vlak van onder meer individuele ontplooiing, sociale integratie en de bevordering van de gezondheid. In Vlaanderen werd dan ook gedurende de afgelopen decennia een actief sportstimuleringsbeleid door de overheid uitgebouwd (Scheerder e.a., 2006a). Centraal in dit overheidsbeleid staat de promotie van de ‘Sport voor Allen’. Het gaat daarbij om de sportparticipatie door een breed publiek die als een zinvolle vorm van vrijetijdsbesteding wordt beschouwd en die voor iedereen toegankelijk is ongeacht leeftijd, sekse, socio-economische status, etnische afkomst, geloofsovertuiging, fysieke gesteldheid, seksuele voorkeur, etc. In die zin hoeft het weinig verwondering te wekken dat parallel aan de hier beschreven ontwikkelingen ook een zekere traditie inzake sociaal-weten-

BREEDTESPORT IN VLAANDEREN

225

schappelijk sportonderzoek in Vlaanderen bestaat. Voor een relevante beleidsvoorbereiding en â€“uitvoering is het immers van belang een helder beeld te hebben omtrent de determinanten en evolutie van de sport(in)activiteit. Met enige regelmaat wordt het sportparticipatiegedrag van Vlamingen bestudeerd1. Het aantal studies dat toelaat om trends inzake dit vrijetijdsgedrag te detecteren, is daarentegen eerder beperkt2. In deze bijdrage is het de bedoeling enkele recente ontwikkelingen in het sportparticipatiegedrag in Vlaanderen in kaart te brengen. In een andere bijdrage werd reeds een eerste aanzet gegeven om op basis van enkele bivariate analyses een kortetermijnanalyse uit te voeren (zie Scheerder & Pauwels, 2006). De bevindingen uit deze verkennende studie kunnen nu verder aangevuld worden met recentere data. Bovendien is het de bedoeling niet louter een beschrijvende maar ook verklarende analyse uit te werken.

2. Onderzoeksvraag en hypothesen Een eerste veronderstelling die we in deze studie naar voor schuiven, luidt dat actieve sportbeoefening nog nooit zo populair was onder volwassenen in Vlaanderen als op heden het geval is. Gedurende de eerste jaren van de 21ste eeuw, zo stellen we, is het aantal sportieve volwassenen verder toegenomen (hypothese 1). Deze toename kan voornamelijk worden toegeschreven aan het succes van recreatieve sporten bewegingsvormen, ook wel aangeduid als de zogenaamde â€˜tweede recreatiesportgolfâ€™ (Scheerder, 2007). Een verdere popularisering van de sport impliceert niet noodzakelijk dat de sportdeelname nu ook gedemocratiseerd is, integendeel. Heel wat studies tonen aan dat de actieve sportbeoefening nog altijd een ongelijke populariteit en toegankelijkheid kent onder diverse groepen van de bevolking (zie o.a. Breedveld, 2006; Collins & Kay, 2003; Moens & Scheerder, 2004; Scheerder, Decraene & Laermans, 2007; Wilson, 2002). Vermoed wordt echter dat een toenemende popularisering wel tot kleinere verschillen tussen sociale groepen leidt. Vandaar dat we in het eerste deel van deze bijdrage ook zullen focussen op verschuivingen in sportparticipatieverschillen. Meer bepaald verwachten we dat het effect van eerder traditionele achtergrondkenmerken als geslacht, leeftijd en opleiding op sportbeoefening in de beschouwde periode is afgenomen (hypothese 2). Volgens de these van de symbolische samenleving zouden belangrijke maatschappelijke breuklijnen nu minder het gevolg zijn van verschillen in sociale posities doch meer tot uiting komen door de verschillen die vorm krijgen via invloedrijke socialisatiekanalen waaronder de media, het maatschappelijke middenveld en het onderwijs (Elchardus, 2002). Met betrekking tot het domein van de vrijetijdsbesteding vinden we bij Glorieux en Moens 1

Voor een overzicht van sportparticipatiestudies in Vlaanderen kan men terecht bij andere bijdragen (zie Scheerder & Steens, 2006; Scheerder & Vanreusel, 2006; Vanreusel e.a., 2002).

Voor een overzicht van tijdstrendanalyses betreffende de actieve sportbeoefening in Vlaanderen verwijzen we naar de bijdrage van Scheerder e.a. (2006b).

226 | Scheerder, Pauwels & Vanreusel

(2002) empirische ondersteuning voor deze trend tot detraditionalisering. In het tweede deel zullen we vervolgens nagaan in welke mate eveneens niet-traditionele persoonskenmerken de actieve deelname aan sport verklaren. In de, voornamelijk marketinggerelateerde, literatuur wordt aangegeven dat naast de klassieke socio-demografische en socio-economische variabelen ook andere persoonskenmerken een belangrijke rol vervullen in het consumptie- en participatiegedrag (Bilsen, Van Waterschoot & Lagasse, 2004; Solomon, Zaichkowsky & Polegato, 2005). We zullen nagaan of het eerder klassieke verklaringsmodel uit het eerste deel kan worden aangevuld met nieuwe achtergrondvariabelen die relevant zijn voor de verklaring van de actieve sportbeoefening. Gedacht wordt dan aan waarden, interessen, opvattingen en gedragingen (WIOG), vaak samengevat als de levensstijl van consumenten en participanten. Levensstijl omvat zowel gedrag (bijvoorbeeld andere vormen van vrijetijdsbesteding, mediagebruik, sociale participatie, ...), als kennis en attitudes (houding ten aanzien van medemensen of overheid, tevredenheid over eigen levensstandaard, tijdsgebruik, ...), en behelst zowel wat consumenten en participanten doen als wat ze denken en voelen (Van Raaij & Antonides, 1997). Onze derde veronderstelling luidt dat de levensstijlgerelateerde kenmerken relevant zijn om sportparticipatiepatronen te identificeren (hypothese 3). Het toevoegen van levensstijlkenmerken moet toelaten om vanuit het sportbeleid toekomstige aandachts- en doelgroepen op een nog meer gedifferentieerde wijze af te bakenen en te benaderen.

3. Onderzoeksmateriaal en methodologie 3.1. Situering van het onderzoeksmateriaal De gegevens uit de survey â€˜Sociaal-culturele verschuivingen in Vlaanderenâ€™ (SCV) laten toe een kortetermijnanalyse uit te werken betreffende de actieve sportdeelname. De SCV-survey is een bevraging die sinds 1996 jaarlijks door de Vlaamse overheid wordt uitgevoerd en die peilt naar houdingen, opvattingen en gedragingen van de volwassen bevolking in Vlaanderen (Carton e.a., 2003). Het SCV-meetinstrument heeft tot doel om vergelijkbaar statistisch materiaal te verzamelen waarop trendanalyses kunnen worden toegepast. Voor meer toelichting bij dit meetinstrument verwijzen we naar een ander hoofdstuk in dit werk. In vergelijking met de eerste SCV-surveys van medio jaren negentig werd in de SCV anno 1999 een meer uitgebreide vraagstelling omtrent sportbeoefening opgenomen. De bevindingen van deze studie werden uitvoerig gerapporteerd door Scheerder en Pauwels (2002). Gezien de rijkdom van deze bevraging nemen we 1999 als beginmeetpunt van de voorliggende tijdstrendanalyse. De vergelijking loopt over acht jaar tot en met 2006, het jaar waarin tot op heden de meest recente sportparticipatiecijfers voor Vlaanderen werden verzameld.

breedtesport in vlaanderen

227

De onderzoekspopulatie omvat de Nederlandstalige bevolking woonachtig in het Vlaams Gewest of in het Brussels Hoofdstedelijk Gewest. In 1999 ging het om 16- tot en met 75-jarigen; in 2006 om 18- tot en met 85-jarigen. Omwille van de vergelijkbaarheid worden in deze bijdrage de 16- en 17-jarigen weggelaten uit de steekproef over 1999. Hetzelfde passen we toe voor de 76- tot en met 85-jarigen uit de steekproef over 2006. Op die manier is de populatie van onze tijdstrendanalyse vastgelegd op 18- tot en met 75-jarigen. Op basis van deze bepalingen bedraagt het aantal respondenten voor de SCV’99 1336 en voor de SCV’06 1438. In 1999 bedroeg de responsratio een kleine 46 procent en in 2006 67 procent. Alle data worden in functie van de validiteit gewogen op basis van referentieweegcoëfficiënten voor geslacht, leeftijd en opleiding.

3.2. Operationalisering Wanneer we het in deze bijdrage over sportbeoefening hebben, gaat het om de actieve deelname aan sport. Andere sportgerelateerde vrijetijdsbestedingen, waaronder bijvoorbeeld de belangstelling voor sport in de hoedanigheid van toeschouwer of televisiekijker, komen in deze studie niet als onderzoeksvariabele aan bod. Om de actieve sportdeelname te meten, worden in het SCV-instrument de volgende vragen geformuleerd: SCV’99: “Welke sporten beoefent u? Kunt u tevens voor elke sport zeggen of u deze in verenigingsverband, in een ander verband (bijvoorbeeld met een groep vrienden) of in geen enkel verband, dus individueel doet?” (opgave van sporttakken en organisatorische context) “Hoeveel tijd besteedt u nu in een gemiddelde week aan sporten?” (opgave van het aantal uren en minuten) SCV’06: “Doet u aan sport? Sport mag u ruim opvatten, bijvoorbeeld ook wandelen of fietsen.” (ja/nee/geen antwoord) “Welke sporten beoefent u?” (opgave van sporttakken) “Hoe vaak beoefent u [*sport*]?” ((i) één keer per jaar, (ii) meerder keren per jaar, (iii) één keer per maand, (iv) meerdere keren per maand, (v) één keer per week, (vi) meerdere keren per week, (vii) dagelijks of (viii) geen antwoord) “Beoefent u [*sport*] [*vereniging*]?” ((i) in competitieverband, (ii) in sportclub, (iii) als bedrijfssport, (iv) in sociale of culturele vereniging, (v) met vrienden (geen club of vereniging), (vi) met partner/kinderen (geen club of vereniging) of (vii) alleen (geen club of vereniging))

228 | Scheerder, Pauwels & Vanreusel

“Kunt u mij zeggen of u nu lid bent van een sportvereniging of sportclub (ook wandelen, schaken) of soms vroeger lid bent van geweest en indien u nu lid bent of dat dan is als actief lid, passief lid of bestuurslid?” ((i) geen lid, (ii) vroeger lid, (iii) passief lid, (iv) actief lid, (v) bestuurslid, (vi) weet niet of (vii) geen antwoord) Op basis van deze vraagstellingen zullen we in deze bijdrage meerdere afhankelijke variabelen aan een analyse onderwerpen, met name:

- de algemene sportbeoefening In de SCV’99 wordt de algemene deelname aan sport bepaald op basis van de antwoorden op de sportvoorkeur en sportintensiteit (Scheerder & Pauwels, 2002: 14). De respondenten die bij de vraag naar hun sportvoorkeur één of meerdere sporten opgeven en/of de respondenten die aangeven meer dan nul uur per week te sporten worden als actieve sportbeoefenaars beschouwd. In de SCV’06 is echter een filtervraag opgenomen waarin nagegaan wordt of de respondent aan sport doet of niet (ja/nee). In deze filtervraag wordt ook expliciet aangegeven dat sportbeoefening ruim geïnterpreteerd mag worden en dat onder meer wandelen en fietsen als een vorm van sportbeoefening mogen worden beschouwd. Het valt niet uit te sluiten dat het hier in een aantal gevallen om fietsen of wandelen gaat met een louter utilitair karakter (fietsen naar het werk, op wandel om boodschappen te doen, ...). Dit is de reden waarom in deze studie de sportbeoefening ook bestudeerd wordt zonder opname van wandelen en fietsen. We benadrukken dat in deze bijdrage geen rekening wordt gehouden met de intensiteit van de sportbeoefening.

- de sportbeoefening in clubverband Ook bij de sport in clubverband is het van belang dat het om actieve sportbeoefening gaat. Vandaar dat we in deze bijdrage enkel rekening houden met het actieve lidmaatschap van een sportvereniging. Respondenten die aan een activiteit van een sportclub deelnemen zonder actief lid te zijn, worden bijgevolg niet als clubsporter beschouwd.

- het sporttype Voor het type van sportbeoefening maken we naar analogie van de studie van De Haan & Breedveld (2000: 27) een onderscheid tussen drie typen sporten: (i) solosporten, (ii) duosporten, en (iii) teamsporten. De groep van de solosporten omvat die sporttakken die, althans voor een recreatieve beoefening, geen directe tegenstrever vereisen, bijvoorbeeld: aerobics, fitness, loopsport, paardrijden of zwemmen. Duosporten zijn sporten waarvoor de formele spelvorm tenminste één tegenstander vereist; het gaat hier enerzijds om de racketsporten zoals tennis en badminton en anderzijds om de vechtsporten waaronder judo of karate. Teamsporten worden gedefinieerd als die takken van sport waarvoor voor de formele spelvorm tenminste twee

breedtesport in vlaanderen

229

andere spelers noodzakelijk zijn. Het gaat hier om de klassieke balsporten zoals basketbal, volleybal en voetbal. Door de indeling van sporten in drie sporttypes, krijgen we een eerste beeld van de sportvoorkeur.

- de sportvoorkeur Voor de sportvoorkeur gaan we na welke specifieke sporttak(ken) door de sportparticipanten worden beoefend. Hiervoor wordt een databank aangemaakt met alle vermelde sporttakken. De respondenten die meer dan één sport beoefenen, komen dus meermaals aan bod. Op basis hiervan is het mogelijk om het percentage respondenten dat deelneemt aan een bepaalde sport te berekenen. De hierboven beschreven afhankelijke variabelen worden in de voorliggende tijdstrendanalyse gerelateerd aan een reeks van achtergrondkenmerken. Voor de operationalisering van deze onafhankelijke variabelen verwijzen we naar tabel 1. Indien bij deze variabelen verschillende schalen worden samengenomen, gebeurde dit steeds na factoranalyse en vervolgens een betrouwbaarheidsanalyse. Nadien werd voor een opdeling in drie categorieën geopteerd. Tabel 1: Overzicht van de onafhankelijke variabelen en hun operationalisering Variabele Afk. Categorieën N categorieën Observatiemeetpunt OBS 1999 (ref.), 2006 2 BLOK 1: socio-demografische en socio-economische variabelen Geslacht GESL (i) Vrouw (ref.), (ii) man 2 Leeftijdsgroep LFT (i) 65-75j. (ref.), (ii) 18-24j., (iii) 25-34j., 6 (iv) 35-44j., (v) 45-54j., (vi) 55-64j. Hoogst behaalde opleidingsdiploma

OPL (i) (geen) lager onderwijs ((gn) LO) (ref.), (ii) lager secundair onderwijs (LSO), (iii) hoger secundair onderwijs (HSO), (iv) nietuniversitair hoger onderwijs (NUHO), (v) universitair onderwijs (UO)

Gezamenlijk netto maandinkomen van het gezin

INK

Opdeling in vijf quintielen: (i) laagste inkomensquintiel = INK1 (ref.), (ii) INK2, (iii) INK3, (iv) INK4, (v) hoogste inkomensquintiel = INK5

Maatschappelijke verzorgingspositie

VZP

(i) Werkzaam (ref.), (ii) werkloos, (iii) arbeidsongeschikt, (iv) huisvrouw/huisman, (v) gepensioneerd, (vi) schoolgaand

230 | Scheerder, Pauwels & Vanreusel

Beschikbare vrije tijd per week

Gezinssituatie

Opdeling in vijf quintielen: (i) laagste vrijetijdsquintiel = VT1 (ref.), (ii) VT2, (iii) VT3, (iv) VT4, (v) hoogste vrijetijdsquintiel = VT5

GZS

(i) met partner (P) (ref.), (ii) met partner en kinderen (P+K), (iii) alleen (SINGLE), (iv) alleenstaande ouder (K-P), (v) inwonend bij ouder(s) (INW), (vi) complex huishouden (COMPL)

BLOK 2: gedragsvariabelen (deelname aan andere participatievormen dan actief sporten) Verenigingsparticipatie LIDV (i) geen lid van een vereniging (gnLIDV) 2 (exclusief sportclub) (ref.), (ii) lid van een vereniging (actief of bestuurslid) (LIDV) Politieke participatie (8 items) Creatief bezig zijn

POL (i) geen politiek participant (gnPOL) (ref.), (ii) politiek participant (POL)

CREA (i) nooit creatief bezig (CREA1) (ref.), (ii) minstens jaarlijks creatief bezig (CREA2), (iii) minstens maandelijks creatief bezig (CREA3)

Internetgebruik

INT

(i) geen internetgebruik tijdens laatste 3 maanden (gnINT) (ref.), (ii) internetgebruik tijdens laatste 3 maanden (INT)

Intensiteit TV-kijkgedrag

(i) weinig (TV1) (ref.), (ii) gemiddeld (TV2), (iii) veel (TV3)

Sportwedstrijdbezoek

WED (i) nooit sportwedstrijdbezoek (WED1) (ref.), (ii) minstens jaarlijks sportwedstrijdbezoek (WED2), (iii) minstens maandelijks sportwedstrijdbezoek (WED3)

Bioscoopbezoek

BIOS (i) nooit bioscoopbezoek (BIOS1) (ref.), (ii) minstens jaarlijks bioscoopbezoek (BIOS2), (iii) minstens maandelijks bioscoopbezoek (BIOS3)

Bibliotheekbezoek

BIB

(i) nooit bibliotheekbezoek (BIB1) (ref.), (ii) minstens jaarlijks bibliotheekbezoek (BIB2), (iii) minstens maandelijks bibliotheekbezoek (BIB3)

breedtesport in vlaanderen

231

Bezoek aan bos

BOS (i) nooit bosbezoek (BOS1) (ref.), (ii) minstens jaarlijks bosbezoek (BOS2), (iii) minstens maandelijks bosbezoek (BOS3)

MONU (i) nooit monumentbezoek (MONU1) (ref.), (ii) minstens jaarlijks monumentbezoek (MONU2), (iii) minstens maandelijks monumentbezoek (MONU3)

Museumbezoek

MUS (i) nooit museumbezoek (MUS1) (ref.), (ii) minstens jaarlijks museumbezoek (MUS2), (iii) minstens maandelijks museumbezoek (MUS3)

Podiumkunstbezoek

POD (i) nooit podiumkunstbezoek (POD1) (ref.), (ii) minstens jaarlijks podiumkunstbezoek (POD2), (iii) minstens maandelijks podiumkunstbezoek (POD3)

Praten met buren

BUR (i) nooit of zelden (BUR1) (ref.), (ii) maandelijks (BUR2), (iii) wekelijks (BUR3), (iv) dagelijks (BUR4)

Ontmoeten van vrienden

VRI

Ontmoeten van familie

FAM (i) nooit of zelden (FAM1) (ref.), (ii) maandelijks (FAM2), (iii) wekelijks (FAM3), (iv) dagelijks (FAM4)

Milieubewust gedrag (4 items)

MIL

Monumentbezoek

(i) nooit of zelden (VRI1) (ref.), (ii) maandelijks (VRI2), (iii) wekelijks (VRI3), (iv) dagelijks (VRI4)

(i) minst milieubewust gedrag (MIL1) (ref.), (ii) gemiddeld milieubewust gedrag (MIL2), (iii) meest milieubewust gedrag (MIL3)

BLOK 3: houdingsvariabelen (interesses, voorkeuren, opvattingen, attitudes, ...) Utilitair individualisme IND (i) onderschrijven deze houding het minst (8 items) (IND1) (ref.), (ii) onderschrijven deze houding gemiddeld (IND2), (iii) onderschrijven deze houding het meest (IND3)

232 | Scheerder, Pauwels & Vanreusel

Vertrouwen in medemens

VMED (i) onderschrijven deze houding het minst (VMED1) (ref.), (ii) onderschrijven deze houding gemiddeld (VMED2), (iii) onderschrijven deze houding het meest (VMED3)

Vertrouwen in de overheid

VOVH (i) onderschrijven deze houding het minst (VOVH1) (ref.), (ii) onderschrijven deze houding gemiddeld (VOVH2), (iii) onderschrijven deze houding het meest (VOVH3)

Politiek wantrouwen (9 items)

WPOL (i) onderschrijven deze houding het minst (WPOL1) (ref.), (ii) onderschrijven deze houding gemiddeld (WPOL2), (iii) onderschrijven deze houding het meest (WPOL3)

Politiek stemgedrag

STEM (i) rest (ref.), (ii) CD&V/N-VA, (iii) SP.a/Spirit, (iv) VLD/Vivant, (v) Groen!, (vi) Vlaams Belang

Televisiezendervoorkeur

ZEND (i) andere zender (ref.), (ii) één, (iii) Canvas, (iv) VTM, (v) Ka2/VT4/VijfTV

Tevredenheid over de werking van de democratie (5 items)

TDEM (i) minst tevreden (TDEM1) (ref.), (ii) gemiddeld tevreden (TDEM2), (iii) meest tevreden (TDEM3)

Tevredenheid over woonomgeving (2 items)

TWOO (i) minst tevreden (TWOO1) (ref.), (ii) gemiddeld tevreden (TWOO2), (iii) meest tevreden (TWOO3)

Tevredenheid over levensstandaard (2 items)

TLEV (i) minst tevreden (TLEV1) (ref.), (ii) gemiddeld tevreden (TLEV2), (iii) meest tevreden (TLEV3)

Tevredenheid over sociale contacten (3 items)

TSOC (i) minst tevreden (TSOC1) (ref.), (ii) gemiddeld tevreden (TSOC2), (iii) meest tevreden (TSOC3)

Tevredenheid over tijdsdruk

TTIJ (i) ontevreden (TTIJ1) (ref.), (ii) tevreden (TTIJ2), (iii) heel tevreden (TTIJ3)

(ref.) = referentiecategorie in de regressieanalyse; de overige categorieën worden met de referentiecategorie vergeleken

breedtesport in vlaanderen

233

3.3. Statistische verwerking In eerste instantie zullen we enkele resultaten voorstellen op basis van bivariate analyses. Deze bevindingen laten toe een eerste blik te werpen op ontwikkelingen in het sportparticipatiegedrag tussen 1999 en 2006. Tegelijkertijd krijgen we ook een beeld van dit gedrag in functie van een aantal achtergrondkenmerken. Om het beschrijvende karakter van de bivariate bevindingen verder uit te diepen, is het aangewezen multivariate analyses uit te voeren. Deze analyses maken het mogelijk om meerdere variabelen in eenzelfde model op te nemen en tegelijkertijd de nettobijdrage van elke variabele afzonderlijk te bepalen. Wat de multivariate analysetechnieken betreft, zullen we gebruik maken van zowel de binaire logistische regressieanalyse als de canonieke correlatieanalyse. Op basis van de oddsratioâ€™s (OR) uit de regressieanalyse kunnen we een vergelijking doorheen de tijd maken betreffende de effecten van de achtergrondvariabelen. Om verschuivingen in deze effecten in kaart te brengen, zullen we producttermen hanteren. De statistische verwerking wordt uitgevoerd in een SPSS-omgeving.

4. Analyse en resultaten 4.1. Verschuivingen in het sportparticipatiegedrag in Vlaanderen: enkele bevindingen op basis van bivariate analyses Uit tabel 2 kunnen we afleiden dat anno 1999 53 procent van de volwassenen in Vlaanderen sportactief is. Dit percentage is goed vergelijkbaar met de bevindingen uit twee andere grootschalige participatiestudies. Ook bij Moens en Scheerder (2004) en bij Scheerder, Vanreusel en Taks (2005) zien we immers dat het percentage volwassen sportparticipanten in Vlaanderen op het einde van de vorige eeuw iets meer dan de helft bedraagt, namelijk respectievelijk 53 en 52 procent. Enkele jaren later, anno 2006, zegt een kleine 60 procent van de volwassenen in Vlaanderen actief aan sport te doen. Deze cijfers tonen aan dat gedurende de eerste jaren van de 21ste eeuw de sportparticipatiegraad opvallend gestegen is. Het is evenwel opmerkelijk dat er nauwelijks sprake is van een toename in het aantal sporters wanneer de deelname aan fietsen en wandelen wordt weggelaten uit de analyse. Indien we geen rekening houden met de fietsen/of wandelparticipatie blijkt er immers geen significant verschil op te treden tussen 1999 en 2006: op beide tijdsstippen is in dat geval slechts iets meer dan eenderde van de volwassenen sportactief. De stagnatie in sportparticipatie exclusief fietsen en wandelen doet vermoeden dat de algemene stijging van het aantal sportbeoefenaars tijdens de eerste jaren van de 21ste eeuw kan worden toegeschreven aan de toegenomen populariteit van het fietsen en wandelen. Een enquĂŞte van het Belgisch Olympisch en Interfederaal ComitĂŠ (BOIC, 2004) die peilt naar het sporten voedingsgedrag van de Belgische bevolking, geeft aan dat tussen 1998 en 2000 zowel het fietsen als het wandelen inderdaad populairder ge-

234 | Scheerder, Pauwels & Vanreusel

worden zijn onder de Nederlandstalige 18- tot en met 65-jarigen in België3. De bevindingen uit de sportparticipatiestudie van het wetenschappelijke steunpunt Sport, Beweging & Gezondheid (SBG) tonen aan dat anno 2002-2004 zowel bij de 18- tot en met 75-jarige mannen als vrouwen het fietsen en wandelen de twee meest beoefende sporten zijn (Steens e.a., 2006: 30-31). De populariteit van zowel het fietsen als het wandelen kan een verklaring bieden voor de stijging van de algemene sportparticipatiegraad. De toename van het aantal sporters zou echter ook te wijten kunnen zijn aan het feit dat – in tegenstelling tot de SCV-survey over 1999 – in de SCV-bevraging over 2006 expliciet wordt vermeld dat ook de deelname aan fietsen en wandelen als sportbeoefening wordt aanvaard. Deze explicitering kan een invloed uitoefenen op wat door de respondenten als sportbeoefening wordt gepercipieerd. Het SBG-onderzoek, waarin onder meer een ruime definitie van sportbeoefening gehanteerd wordt doch zonder de expliciete vermelding dat ook sporten bewegingsvormen als wandelen en fietsen als sportactiviteiten worden opgenomen, toont aan dat in de periode 2002-2004 nauwelijks 50 procent van de 18- tot en met 75-jarige volwassenen in Vlaanderen zichzelf als sportactief percipieert (Scheerder e.a., 2006c; Steens e.a., 2006). Een vergelijkbaar onderzoek door het Steunpunt Re-Creatief Vlaanderen (RCV) waarin eveneens een ruime definitie van sportbeoefening gehanteerd wordt en geen expliciete vermelding is van sporten bewegingsvormen die (ook) als sportactiviteiten kunnen worden beschouwd, geeft dan weer aan dat 68 procent van de 18- tot en met 75-jarige volwassenen in Vlaanderen zegt wel eens sportactief geweest te zijn in het halfjaar vóór de bevraging plaatsvond (Scheerder, Decraene & Laermans, 2007). De bevindingen uit de RCV- en SBG-survey laten vermoeden dat het feit dat respondenten er niet expliciet op attent worden gemaakt dat fietsen en wandelen als sportactiviteiten worden beschouwd zowel tot een lager als een hoger participatiepercentage kan leiden en dat de expliciete vraagstelling bijgevolg eerder een beperkte invloed zou uitoefenen op de antwoorden die respondenten geven. De nodige voorzichtigheid indachtig, lijkt het ons plausibel het sportparticipatiecijfer uit de SCV’06 te onderschrijven en dus te stellen dat anno 2006 een kleine 60 procent van de volwassenen in Vlaanderen sportactief is.

Anno 2000 deed 39 procent van de Nederlandstaligen in België aan fietsen versus 27 procent in 1998; voor het wandelen bedragen de percentages 20 procent in 2000 tegenover 18 procent in 1998 (BOIC, 2004; Maes, 1999; zie ook http://statbel. fgov.be/figures/d34_nl.asp#3).

breedtesport in vlaanderen

235

Tabel 2: Actieve sportbeoefening bij 18- tot en met 75-jarigen in Vlaanderen 1999 versus 2006 1999 2006 Sign. Algemeen 53,0 (37,1) 59,4 (39,2) *** (NS) Geslacht Mannen 59,6 (42,2) 59,5 (39,8) NS (NS) Vrouwen 46,3 (31,9) 59,3 (38,6) *** (**) Leeftijd 18-24j. 25-34j. 35-44j. 45-54j. 55-64j. 65-75j.

Totaal 72,7 60,9 58,9 43,8 47,2 33,9

Mannen 84,9 69,2 60,3 52,0 54,1 36,8

Vrouwen 59,5 52,8 57,9 35,3 41,0 32,0

Totaal 72,2 63,2 66,0 53,5 52,1 50,0

Mannen 76,3 60,4 61,4 59,6 41,9 59,6

Vrouwen 2006totaal 2006mannen 2006vrouwen 68,3 NS NS NS 66,2 NS NS * 70,8 * NS * 47,4 * NS * 62,0 NS NS ** 42,7 ** ** NS

Opleiding (gn) LO LSO HSO NUHO UO

Totaal 34,3 47,0 60,9 61,8 73,7

Mannen 43,1 55,7 66,2 67,4 65,3

Vrouwen 27,8 37,2 55,1 56,9 88,9

Totaal 44,0 58,7 59,8 72,8 79,8

Mannen 42,2 57,6 56,0 80,4 81,8

Vrouwen 2006totaal 2006mannen 2006vrouwen 45,2 * NS ** 59,6 ** NS *** 63,8 NS * * 66,7 ** * NS 76,5 NS * NS

NS = Niet Significant * p < 0.05 ** p < 0.01 *** p < 0.001 Opmerking: de percentages tussen haakjes verwijzen naar de sportbeoefening exclusief fietsen en wandelen De toegenomen populariteit van sportbeoefening bij aanvang van de 21ste eeuw kan niet verhinderen dat anno 2006 nog altijd vier op de tien volwassenen niet op een actieve manier met sport in contact komen gedurende de vrije tijd en dit ondanks het gebruik van een vrij ruime definitie van sportbeoefening. Deze groep van volwassenen vindt om de een of andere reden geen aansluiting bij het sporten bewegingsaanbod. De cijfers in tabel 2 tonen aan dat deze sportinactieven voornamelijk vertegenwoordigd worden door de oudere en lageropgeleide volwassenen. Tegelijkertijd is er evenwel ook sprake van een aanzienlijke inhaalbeweging door vrouwen. Voor de eerste maal kan worden vastgesteld dat er in Vlaanderen evenveel volwassen vrouwen als volwassen mannen aan sport doen, en dit zowel in- als exclusief de deelname aan fietsen en wandelen. Tot en met 2005 werden in de diverse sportparticipatiestudies steeds significante geslachtsverschillen genoteerd. De inhaalbeweging door vrouwen kan voor-

236 | Scheerder, Pauwels & Vanreusel

namelijk worden toegeschreven aan de progressie die 55- tot en met 64-jarige vrouwen en lageropgeleide vrouwen maakten. In vergelijking met de algemene sportparticipatie is de sportbeoefening in clubverband er de laatste jaren niet uitgesproken op vooruit gegaan (tabel 3). Het aantal sportactieve leden van een sportclub blijkt te stabiliseren tussen 1999 en 2006. Het is bovendien opvallend dat de deelname aan verenigingssport tot op heden nog altijd een duidelijk sociaal gelaagd patroon kent. Vrouwen, oudere volwassenen en lager opgeleiden blijven ondervertegenwoordigd in het ledenbestand van sportverenigingen. Anno 2006 doet 55 procent van de volwassen populatie in Vlaanderen (ook) buiten clubverband aan sport (cijfers niet weergegeven in tabelvorm). In tegenstelling tot de clubsport worden deze ‘vrije sporters’ in gelijke mate vertegenwoordigd door mannen en vrouwen. Naar leeftijd en opleiding vertoont ook de niet-clubgeorganiseerde sportbeoefening een sociaal gestratificeerd patroon. Ook hier zijn jongere volwassenen en hogeropgeleiden relatief gezien in de meerderheid. Een absolute minderheid (9%) van de volwassenen in Vlaanderen doet aan competitiesport. Hier is het verschil zowel tussen mannen en vrouwen, tussen jongere en oudere volwassenen als tussen lager- en hogeropgeleiden groot. Opvallend meer mannen dan vrouwen, jongere volwassenen meer dan oudere volwassenen en hogeropgeleiden meer dan lageropgeleiden voelen zich aangesproken door competitiesport (cijfers niet weergegeven in tabelvorm). Met betrekking tot het type van sportbeoefening stellen we vast dat solosporten veruit het populairst zijn (tabel 3). Bovendien is het het enige sporttype dat erop vooruit gegaan is tussen 1999 en 2006. In 2006 beoefenen negen op de tien sportieve volwassenen in Vlaanderen een solosport, terwijl slechts één op de tien van hen participeert in een duo- en/of teamsport. Meer vrouwen dan mannen beoefenen een solosport, terwijl mannen nog steeds sterker vertegenwoordigd zijn bij de teamsporten. De populariteit van solosporten stijgt in functie van de leeftijd; de participatie in duo- en teamsporten neemt echter juist af met toenemende leeftijd. Waar de deelname aan solosporten in 1999 nog een duidelijk sociaal gelaagd patroon vertoonde, is hier anno 2006 omzeggens geen sprake meer van. De duosportparticipatie blijft daarentegen voornamelijk een aangelegenheid voor hogeropgeleiden. Ook teamsporten blijken het minst populair onder de laagstopgeleiden.

breedtesport in vlaanderen

237

Tabel 3: Actieve sportbeoefening in clubverband en naar sporttype bij 18- tot en met 75-jarigen in Vlaanderen 1999 versus 2006, percentages i.f.v. sportieve populatie

Solo

Duo

Team

Club

Solo

Duo

Team

Algemeen Algemeen i.f.v. totale populatie Geslacht Mannen Mannen i.f.v. totale populatie Vrouwen Vrouwen i.f.v. totale populatie Leeftijd 18-24j. 25-34j. 35-44j. 45-54j. 55-64j. 65-75j. Opleiding (gn) LO LSO HSO NUHO UO

2006

Club

1999

39,0 20,7

80,8 42,8

17,1 9,1

16,8 8,9

37,0 22,2

92,9 55,2

13,6 8,1

12,1 7,2

44,1 26,3 32,4 15,0

76,4 45,6 86,4 40,0

19,3 11,5 14,2 6,6

23,8 14,2 7,8 3,6

42,6 25,3 31,3 18,5

89,6 53,3 96,1 57,0

15,1 9,0 12,2 7,2

22,0 13,1 2,5 1,5

49,2 45,5 35,1 38,7 31,2 26,6

71,7 80,8 78,7 82,1 86,0 93,8

28,3 23,1 17,2 14,0 6,4 3,1

30,0 20,5 17,9 15,1 5,4 0,1

46,6 45,9 43,7 36,1 19,8 17,4

87,1 90,7 89,8 95,9 99,1 98,2

24,1 21,5 15,5 9,0 3,6 2,8

24,1 18,5 13,6 10,4 0,9 0,1

26,0 40,2 40,1 43,8 39,3

89,6 81,8 79,8 76,9 83,9

4,1 9,9 20,2 20,6 35,1

7,2 19,1 18,7 18,5 8,9

17,6 36,8 41,0 42,5 45,1

95,8 91,8 93,1 91,9 91,5

2,8 12,1 11,4 20,8 28,2

6,3 12,2 14,5 12,6 12,7

Dat solosporten qua populariteit met kop en schouders uitsteken boven duo- en teamsporten, mag ook blijken uit het feit dat maar liefst acht van de tien meest beoefende sporten anno 2006 solosporten zijn (zie tabel 4). In 1999 waren dat er nog maar zes. De top vijf bestaat nu volledig uit solosporten. Het fietsen en wandelen blijven de populairste sporten bewegingsvormen onder volwassenen. Bovendien hebben zij hun koppositie versterkt zoals reeds uit het voorgaande mocht blijken. Voetbal en tennis, de respectievelijk nog steeds populairste team- en duosport, hebben aan terrein verloren en hun positie moeten afstaan aan twee andere sterke stijgers, met name fitness en loopsport. Fitness is nu voor de eerste maal populairder dan zwemmen. Reeds sinds de jaren zeventig kennen zowel het fitnessen als de loopsport een ononderbroken groei van het aantal participanten; de afname van het aantal voetballers en tennissers kan sinds het einde van de jaren tachtig worden vastgesteld (Scheerder e.a., 2006b).

238 | Scheerder, Pauwels & Vanreusel

Tabel 4: Populairste sporttakken bij 18- tot en met 75-jarigen in Vlaanderen 1999 versus 2006, gerangschikt volgens populariteit anno 2006, percentages i.f.v. totale en sportieve populatie % ifv totale populatie Fietsen 17,1 Wandelen 10,7 Fitness 4,9 Zwemmen 7,1 Loopsport 3,7 Voetbal 5,1 Tennis 4,9 Gymnastiek 1,6 SkiĂŤn 2,5 Dans 1,0 Squash 2,0 Badminton 1,5 Paardrijden 1,0 Basketbal 0,9 Volleybal 2,7 Aerobics 1,1 Vechtsporten 0,4 Hengelen 1,6 Petanque 0,1 Motorrijden 0,9 Zeilen/roeien 0,7 Atletiek 0,5 Schaatsen 0,8 Handbal 0,6 Biljart 1,0 Tafeltennis 0,9

1999 % ifv sportieve populatie 32,3 20,1 9,0 13,4 7,0 9,7 9,3 2,9 4,6 1,8 3,7 2,9 1,9 1,7 5,1 2,1 0,8 2,9 0,1 1,7 1,3 1,0 1,6 1,1 1,8 1,7

% ifv totale populatie 31,6 23,3 9,3 9,3 8,5 5,3 4,5 2,4 2,1 1,6 1,5 1,5 1,1 1,0 1,0 1,0 0,8 0,7 0,6 0,6 0,5 0,4 0,3 0,3 0,2 0,2

2006 % ifv sportieve populatie 53,1 39,2 15,7 15,6 14,3 8,9 7,6 4,0 3,6 2,7 2,4 2,4 1,9 1,7 1,6 1,6 1,4 1,2 1,0 0,9 0,8 0,7 0,6 0,6 0,3 0,3

Recreatieve, gezondheidsgerelateerde en voornamelijk individugeoriĂŤnteerde sporten bewegingsvormen zitten aldus in de lift. Het is bovendien opvallend dat anno 2006 tenminste acht van de tien fietsers, wandelaars, lopers of zwemmers zijn of haar sport buiten een traditioneel clubverband beoefent (cijfers niet weergegeven in tabelvorm). Deze sportievelingen vinden

breedtesport in vlaanderen

239

steeds meer hun gading binnen het commerciële en/of anders- of zelfs niet-georganiseerde aanbod. Sporten die er op achteruit gaan tussen 1999 en 2006 zijn naast voetbal en tennis, onder andere volleybal, skiën en squash. Van een daling in populariteit is bij deze sporten echter geen sprake wanneer we naar de evolutie van het aantal leden van de respectievelijke sportfederaties kijken (zie Van der Aerschot e.a., 2006). Alleen voor het squashen blijkt dit wel het geval. Ondanks een toename van het aantal clubgeorganiseerde voetballers, tennissers, volleyballers en skiërs, blijkt het globale aantal voetballers, tennissers, volleyballers en skiërs – relatief gezien – eerder te stagneren of zelfs te dalen. Tabel 5: Tien populairste sporttakken bij 18- tot en met 75-jarigen in Vlaanderen 1999 versus 2006, naar geslacht, gerangschikt volgens algemene populariteit anno 2006, percentages i.f.v. sportieve populatie

50,6 48,2 20,9 19,3 11,2 0,9 6,2 6,9 3,2 4,1

42,6 25,6 24,2 16,6 18,3 16,3 11,5 1,7 6,6 3,1

>HSO

55,8 29,9 11,1 11,8 17,5 17,3 9,0 0,9 4,0 0,9

HSO

Fietsen Wandelen Fitness Zwemmen Loopsport Voetbal Tennis Gymnastiek Skiën Dans

<HSO

25,4 8,7 14,1 13,8 10,5 14,9 12,7 1,1 6,2 1,8

55-75j

V 29,4 29,1 12,3 21,0 6,1 1,0 10,0 5,8 4,9 2,3

35-54j

Fietsen Wandelen Fitness Zwemmen Loopsport Voetbal Tennis Gymnastiek Skiën Dans

M 34,6 13,3 7,0 7,5 7,8 16,5 8,8 0,8 4,5 1,0

18-34j

1999

31,4 23,4 5,8 16,4 6,6 9,8 9,1 3,3 3,6 1,5 2006 50,0 37,4 15,7 14,9 17,4 8,3 7,4 3,1 2,3 2,6

46,2 34,4 7,6 8,2 1,9 0,6 3,8 5,7 3,8 1,9

35,7 25,0 9,7 12,7 2,6 10,1 4,4 2,2 1,8 0,1

30,6 18,3 9,3 14,9 11,6 9,7 7,5 2,2 4,5 1,9

33,2 17,6 9,6 13,4 6,4 7,0 17,6 5,3 8,6 3,2

72,3 59,8 5,5 15,9 4,1 0,5 3,2 8,2 1,4 2,3

55,2 47,2 11,4 15,7 6,2 8,3 4,0 4,3 0,9 2,8

52,1 34,5 20,4 13,8 17,3 11,4 7,6 3,8 2,4 2,4

51,6 34,3 16,7 17,6 21,7 6,9 12,2 4,1 8,2 2,9

M = mannen, V = vrouwen, <HSO = hoogst behaalde diploma is lager secundair onderwijs, HSO = hoogst behaalde diploma is hoger secundair onderwijs >HSO = hoogst behaalde diploma is hoger onderwijs 240 | Scheerder, Pauwels & Vanreusel

Uit tabel 5 mag blijken dat fietsen en wandelen er zowel bij mannen en vrouwen, jongere en oudere volwassenen als lager- en hogeropgeleiden sterk op vooruit gaan. Fietsen en wandelen zijn relatief sterk toegankelijke sporten bewegingsvormen. Zeker onder de fietsers zijn heel wat sociale groepen niet alleen in sterke maar ook vergelijkbare mate vertegenwoordigd. Hoewel heel wat jongere volwassenen fietsen en wandelen, worden deze sporten bij uitstek door oudere volwassenen beoefend. Naast het fietsen kan ook het skiën als een relatief genderneutrale sport worden beschouwd. Loopsport, tennis en skiën blijven op de eerste plaats eerder hoge statussporten. Fitness neemt vooral toe onder vrouwen en onder respondenten met een diploma van ten hoogste hoger secundair onderwijs, doch niet onder 55-plussers. De toename van het aantal loopsporters is voornamelijk toe te schrijven aan steeds meer mannen, medioren en hogeropgeleiden die deze sport beoefenen.

4.2. Verschuivingen in het sportparticipatiegedrag in Vlaanderen: enkele bevindingen op basis van logistische regressieanalyses In het voorgaande kwamen we op basis van bivariate analyses tot enkele eerste inzichten betreffende de sportbeoefening van volwassenen in Vlaanderen. Om het louter beschrijvende karakter van deze analyses te overstijgen, maken we in wat volgt voornamelijk gebruik van de logistische regressieanalyse. Bij de toepassing van deze techniek is het van belang het verschijnsel van multicollineariteit – met name de aanwezigheid van variabelen met een sterke onderlinge samenhang – zoveel mogelijk te beperken. Socio-economische achtergrondkenmerken als opleidingsniveau, beroepsstatus en inkomensgrootte vertonen een sterke onderlinge samenhang. Hierdoor is het niet aangewezen deze variabelen tegelijkertijd in een zelfde multivariaat model op te nemen. Een selectie dringt zich aldus op. Omdat logisch gezien opleiding aan beroep voorafgaat, wordt geopteerd om de beroepsstatus niet mee in de analyses op te nemen. Bovendien geniet het opleidingsniveau ook de voorkeur op het inkomen. Dit heeft te maken met het feit dat in de stapsgewijze regressieanalyse inkomen een beperktere bijdrage heeft dan opleiding in de verklaring van de sportdeelname (in clubverband) en dat bij opname van het inkomen bovendien een lagere verklaarde variantie wordt bekomen dan wanneer inkomen niet wordt opgenomen. Naast het opleidingsniveau nemen we ook de volgende achtergrondvariabelen op in de analyses: geslacht, leeftijd, maatschappelijke verzorgingspositie en vrijetijdskapitaal. Voor de keuze van deze onafhankelijke variabelen hebben we ons laten leiden door de verklaringsmodellen die reeds eerder voor de data over 1999 werden ontwikkeld (zie Scheerder & Pauwels, 2002). Zoals eerder aangegeven wensen we in deze bijdrage verschuivingen tussen twee meetpunten in kaart te brengen. Dit maakt dat we in de regressieanalyse ook rekening dienen te houden met het jaar van de observatie.

breedtesport in vlaanderen

241

In vergelijking met 1999 is er anno 2006, na controle voor geslacht, leeftijd, opleiding, verzorgingspositie en vrijretijdskapitaal, een significant grotere kans op actieve sportbeoefening (OR = 1,37). De pseudo-verklaarde variantie (Nagelkerke R2) van dit regressiemodel bedraagt 12 procent (resultaten niet weergegeven in tabelvorm). Deze eerder lage verklaarde variantie impliceert dat de geselecteerde achtergrondkenmerken slechts in beperkte mate bijdragen in de verklaring van de algemene sportdeelname. Het opleidingsniveau neemt iets meer dan de helft van de verklaarde variantie op zich. Leeftijd en geslacht hebben daarentegen slechts een beperkte bijdrage ter verklaring van het algemene sportmodel. In tabel 6 worden de resultaten weergegeven van de logistische regressieanalyse met als afhankelijke variabele de actieve deelname aan sport. Om mogelijke verschuivingen tussen 1999 en 2006 betreffende het effect van de opgenomen achtergrondkenmerken te kunnen detecteren, hanteren we producttermen waarin telkens een specifieke onafhankelijke variabele gerelateerd wordt aan de meetpuntvariabele. Bij de interpretatie van de bevindingen in tabel 6 is het bijgevolg van belang te weten dat de weergegeven oddsratioâ€™s niet getoetst werden op hun significantie binnen het respectievelijke meetpunt. De gepresenteerde significantietoets heeft daarentegen betrekking op het al dan niet significant zijn van mogelijke verschuivingen in het effect van een bepaald achtergrondkenmerk. Voor meer toelichting bij de techniek om de oddsratioâ€™s te berekenen, verwijzen we naar het rapport van Pickery (2006). De belangrijkste vaststelling die we hier kunnen maken, is dat er tussen 1999 en 2006 een significante verschuiving optreedt in het effect dat geslacht op de algemene sportdeelname uitoefent. Waar mannen in 1999 beduidend meer kans hadden om sportactief te zijn dan vrouwen is dit verschil in 2006 volledig verdwenen, opnieuw na controle voor de andere achtergrondvariabelen. In onze analyse gaan we nog een stap verder en trachten we na te gaan hoe de verschuiving in het effect van geslacht op sportbeoefening dient te worden geĂŻnterpreteerd. We voegen daarom extra producttermen toe die twee- en driewegsinteractie-effecten in kaart brengen. Uit deze bijkomende analyse blijkt dat er zowel tussen geslacht en leeftijd en tussen geslacht en opleiding enerzijds, als tussen geslacht, leeftijd en meetpunt en tussen geslacht, opleiding en meetpunt anderzijds significante interactie-effecten worden gevonden (tabel 6). Dit betekent dat het effect naar leeftijd en opleiding anders verloopt voor mannen dan voor vrouwen en dat de afname van het verschil naar geslacht doorheen de tijd over leeftijd en opleiding loopt. Om te bepalen welke leeftijds- en opleidingsgroepen deze afname in het geslachtsverschil veroorzaken, kunnen we een beroep doen op de bevindingen in tabel 2. Uit deze resultaten bleek reeds dat voornamelijk 55- tot en met 64-jarige vrouwen alsook lageropgeleide vrouwen er sterk op vooruit zijn gegaan tussen 1999 en 2006. De resultaten in tabel 6 geven aan dat er ook voor de categorie arbeidsongeschikten een significante wijziging kan worden vastgesteld in het effect dat dit kenmerk uitoefent. Arbeidsongeschikten zouden anno 2006 een opvallend grotere kans hebben om sportinactief te zijn dan respondenten die werkzaam zijn. Hier dient echter te worden benadrukt dat de bevraging van de maatschappelijke verzorgingspositie anno 1999 gedetailleerder was dan in 2006, hetgeen mede aan de basis van het veranderde effect kan liggen.

242 | Scheerder, Pauwels & Vanreusel

Tabel 6: Geschatte parameters (Exp(β)) van de binaire logistische regressieanalyse voor de logit om aan sport deel te nemen, verschuivingen tussen 1999 en 2006 (enter-methode) Variabelen OPL

VZP

Categorieën

Oddsratio Oddsratio 1999 2006

LSO

1,3

1,6

HSO

2,1

1,6

NUHO

2,6

3,1

3,7

4,2

Werkloos

0,8

Arbeidsongeschikt

1,0

0,3

Huisvrouw/-man

1,5

1,3

Gepensioneerd

1,0

1,1

Schoolgaand

1,8

2,1

VT2

1,7

VT3

1,9

VT4

2,5

1,5

VT5

1,5

1,8

2,4

18-24j

2,5

1,5

25-34j

2,0

1,4

35-44j

2,0

1,8

45-54j

1,1

55-64j

1,3

1,2

1,7

0,9

***

OBS LFT

GESL

Significantie van verschuiving in effect

man Producttermen

Significantie

tweewegsinteractie-effecten

productterm

GESLxLFT

***

GESLxOPL

Producttermen

Significantie

driewegsinteractie-effecten

productterm

GESLxLFTxOBS

***

GESLxOPLxOBS *** NS = Niet Significant * p < 0.05 ** p < 0.01 *** p < 0.001 Referentiecategorieën: (gn) LO, werkzaam, laagste vrijetijdsquintiel, observatie 1999, 65tot en met 75-jarigen, vrouw breedtesport in vlaanderen

243

Opmerking: de parameterschattingen (oddsratioâ€™s) zijn gebaseerd op een model met interacties tussen OBS en de onafhankelijke variabelen, zonder opname van de bijkomende interactie-effecten weergegeven onderaan tabel 6. In tegenstelling tot het algemene sportmodel is er voor het clubmodel geen significant hogere kans tot clubsportdeelname in 2006 ten aanzien van 1999. Er kan, na controle voor geslacht, leeftijd, opleiding, verzorgingspositie en vrijetijdskapitaal, geen duidelijke daling of stijging worden vastgesteld tussen 1999 en 2006 wat het actieve lidmaatschap van een sportclub betreft. De pseudo-verklaarde variantie (Nagelkerke R2) van het regressiemodel bedraagt eveneens 12 procent (resultaten niet weergegeven in tabelvorm). Ook hier is de bijdrage van de geselecteerde achtergrondkenmerken aldus eerder beperkt. Ditmaal levert de verzorgingspositie de sterkste bijdrage in het model. Leeftijd en vrijetijdskapitaal blijken daarentegen slechts in beperkte mate bij te dragen in de totaal verklaarde variantie van het clubmodel. Om te kunnen bepalen of er zich een wijziging voordoet in het effect van de achtergrondvariabelen volgen we dezelfde procedure als bij het algemene sportmodel. De bevindingen worden weergegeven in tabel 7. Opnieuw blijkt dat het effect van het geslacht gewijzigd is. Waar in 1999 mannen tot tweemaal meer kans hadden dan vrouwen om actief lid te zijn van een sportclub, blijkt deze kansverhouding anno 2006 beduidend minder groot. Hoewel er hier nog geen sprake is van een genderpariteit, is het verschil tussen mannen en vrouwen inzake actief clublidmaatschap kleiner geworden gedurende de afgelopen jaren. De afname van het verschil tussen mannen en vrouwen kan in tegenstelling tot de vorige analyse niet worden verklaard door een grotere inhaalbeweging bij welbepaalde groepen van vrouwen. De effecten van leeftijd en opleidingsniveau zijn voor vrouwen in 2006 niet significant verschillend van dezelfde effecten in 1999. Voorts hebben schoolgaanden anno 2006 heel wat meer kans dan werkenden om actief lid te zijn van een sportclub dan het geval was in 1999. Een tegenovergestelde ontwikkeling stellen we vast voor huisvrouwen/-mannen: zij blijken nu beduidend minder kans te hebben om actief lid te zijn van een sportclub dan respondenten die werkzaam zijn. Er worden geen andere significante interactietermen gevonden, hetgeen in concreto impliceert dat het effect naar leeftijd en opleiding niet beduidend anders verloopt voor mannen dan voor vrouwen.

244 | Scheerder, Pauwels & Vanreusel

Tabel 7: Geschatte parameters (Exp(β)) van de binaire logistische regressieanalyse voor de logit om aan clubsport deel te nemen, verschuivingen tussen 1999 en 2006 (entermethode) Significantie van Oddsratio Oddsratio verschuiving in Variabelen Categorieën 1999 2006 effect VZP Werkloos 0,9 0,5 NS Arbeidsongeschikt 0,3 0,3 NS Huisvrouw/-man 1,3 0,4 * Gepensioneerd 0,9 0,6 NS Schoolgaand 1,1 3,0 * OPL LSO 1,7 1,9 NS HSO 2,1 2,1 NS NUHO 2,6 3,1 NS UO 2,6 3,1 NS GESL man 2,0 1,2 * VT VT2 1,6 1,6 NS VT3 1,7 1,6 NS VT4 1,5 1,7 NS VT5 1,1 1,8 NS LFT 18-24j 3,2 1,3 NS 25-34j 2,3 2,0 NS 35-44j 1,7 2,3 NS 45-54j 1,4 1,5 NS 55-64j 1,4 1,0 NS Producttermen Significantie tweewegsinteractie-effecten productterm GESLxLFT NS GESLxOPL NS NS = Niet Significant * p < 0.05 ** p < 0.01 *** p < 0.001 Referentiecategorieën: werkzaam, (gn) LO, vrouw, laagste vrijetijdsquintiel, 65- tot en met 75-jarigen Opmerking: de parameterschattingen (oddsratio’s) zijn gebaseerd op een model met interacties tussen OBS en de onafhankelijke variabelen, zonder opname van de bijkomende interactie-effecten weergegeven onderaan tabel 7.

breedtesport in vlaanderen

245

4.3. Naar een geactualiseerd verklaringsmodel voor het sportparticipatiegedrag in Vlaanderen anno 2006 In het voorgaande lag het accent op het in kaart brengen van mogelijke verschuivingen inzake sportbeoefening tussen 1999 en 2006. We baseerden ons voor deze analyses op traditionele achtergrondvariabelen zoals geslacht, leeftijd en opleiding. Nu duidelijk is dat deze klassieke persoonskenmerken eerder in beperkte mate het sportparticipatiegedrag verklaren, dienen we op zoek te gaan naar variabelen die een aanvullende bijdrage kunnen leveren in de verklaring van dit gedrag. De gegevens uit de SVR’06 laten toe een uitgebreider en mogelijks meer afdoend verklaringsmodel op te stellen. In plaats van enkel te focussen op socio-demografische en socio-economische achtergrondkenmerken kunnen we op basis van de SVR’06 een model ontwikkelen waarin ook levensstijlgerelateerde variabelen worden opgenomen. In tabel 8 worden de resultaten voorgesteld van de stapsgewijze regressieanalyse anno 2006. In de verklaringsmodellen die we hier voor de algemene sportdeelname en de sportdeelname in clubverband presenteren, worden telkens drie blokken van onafhankelijke variabelen opgenomen. Het eerste blok omvat de socio-demografische en socio-economische variabelen, het tweede blok groepeert gedragsvariabelen en het derde blok focust op variabelen waarin attitudes, interesses en opvattingen centraal staan. Voor de operationalisering van deze variabelen verwijzen we naar tabel 1. De variabelen ‘bosbezoek’ en ‘monumentenbezoek’ worden niet in deze analyse opgenomen omdat ze een te sterke onderlinge samenhang vertonen met sportdeelname. Vermoed wordt immers dat heel wat respondenten die een bos of monument bezoeken zichzelf ook als wandelaar beschouwen. In tabel 8 geven we per blok een overzicht van de variabelen die in het model opgenomen worden versus de variabelen die uit het model worden geëlimineerd. Bovendien biedt de stapsgewijze regressieanalyse de mogelijkheid ook de bijdrage van elke onafhankelijke variabele afzonderlijk te bepalen. In tegenstelling tot onze vorige analyses, kunnen we hier nog slechts rekening houden met iets meer dan duizend respondenten. Dit heeft te maken met het feit dat door toevoeging van de extra variabelen, er meer missings genoteerd kunnen worden. Voor het sportmodel stellen we vast dat het opleidingsniveau de sterkste bijdrage levert wat de klassieke socio-demografische en socio-economische achtergrondkenmerken betreft en dit na controle voor zes andere variabelen (blok 1). In het clubmodel is dit het geval voor de verzorgingspositie. Zowel in het sport- als clubsportmodel hebben lageropgeleiden significant minder kans om aan (club)sport te doen dan hogeropgeleiden (data niet in tabelvorm opgenomen). Hetzelfde geldt voor arbeidsongeschikten. Opvallend is dat de gezinssituatie wél bepalend is in het sportmodel doch niet in het clubmodel. Respondenten met een partner én kind(eren) alsook alleenstaande ouders hebben heel wat minder kans om actief aan sport te doen dan respondenten met een partner en zonder kind. Na controle voor onder meer leeftijd

246 | Scheerder, Pauwels & Vanreusel

en opleiding blijken het geslacht, het gezinsinkomen en het vrijetijdskapitaal daarentegen geen significante invloed uit te oefenen op de (club)sportparticipatie. Van alle gedragsvariabelen (blok 2) blijken voor het sporten clubmodel respectievelijk het museum- en wedstrijdbezoek het sterkst bij te dragen, terwijl dit bij de houdingsvariabelen (blok 3) zowel voor het sport- als clubmodel de televisiezendervoorkeur is. Het is opmerkelijk dat de gedrags- en houdingsvariabelen een aanzienlijke bijdrage hebben in de verklaring van zowel het sport- als clubsportmodel. Zo blijken mensen die jaarlijks een museum bezoeken aanzienlijk meer kans te hebben om aan (club)sport te doen dan mensen die nooit of slechts zelden naar een museum gaan (data niet in tabelvorm opgenomen). Ook bezoekers van een sportwedstrijd, internetgebruikers en bioscoopgangers zijn opvallend beter vertegenwoordigd onder de (club)sporters. Wie lid is van een andere vereniging heeft bovendien een zeer grote kans ook actief lid te zijn van een sportvereniging. Door in de logistische regressieanalyse gebruik te maken van meerdere blokken – ‘submodellen’ – met daarin telkens een aantal variabelen, krijgen we een beeld hoe de verschillende types van achtergrondvariabelen bijdragen in de verklaring van het sporten clubparticipatiegedrag. We hebben op deze manier echter geen globale controle over het effect dat een bepaalde variabele uit blok x uitoefent op de invloed die een variabele uit blok y heeft. Vandaar dat we opnieuw een voorwaartse stapsgewijze logistische regressieanalyse laten lopen, ditmaal echter zonder het gebruik van meerdere blokken. We hanteren dus een model – zowel voor de algemene sportdeelname als voor de sportdeelname in clubverband – waarin we tegelijkertijd alle variabelen uit de verschillende blokken opnemen. De resultaten van deze analyse geven we weer in tabel 9, meer bepaald de effecten van de verschillende categorieën.

breedtesport in vlaanderen

247

Tabel 8: Resultaten van de voorwaartse stapsgewijze binaire logistische regressieanalyse voor de logit om actief aan (club)sport deel te nemen anno 2006, mét gebruik van blokken met variabelen Deelname aan sport (= sportmodel) Deelname aan clubsport (= clubmodel) Rangorde naar Evolutie Rangorde naar Evolutie verklaringskracht Nagelkerke R2 verklaringskracht Nagelkerke R2 BLOK 1

BLOK 1 OPL GZS VZP LFT

Eliminatie: Nagelkerke R2 ∆ -2LL BLOK 2

4,9 + 3,6 + 1,9 + 1,6 GESL, INK, VT 12,0 94,2 (p < .001)

MUS WED INT BIOS BIB CREA Eliminatie:

Nagelkerke R2 ∆ -2LL BLOK 3

+ 3,7 + 2,2 + 1,2 + 1,3 + 0,9 + 0,9 BUR, FAM, LIDV, TV MIL, POD, POL, VRI, 22,2 181,5 (p < .001)

ZEND TSOC TTIJ VMED Eliminatie:

+ 3,8 + 0,9 + 0,7 + 0,8 IND, STEM, TDEM, TLEV, TWOO, VOVH, WPOL

VZP 7,0 OPL + 2,7

Eliminatie:

GESL, GZS, INK, LFT, VT 9,7 66,0 (p < .001)

Nagelkerke R2 ∆ -2LL BLOK 2 WED LIDV INT BIOS MUS Eliminatie:

Nagelkerke R2 ∆ -2LL BLOK 3

+ + + + +

7,5 3,5 1,5 1,4 0,8

BIB, BUR, CREA, FAM, MIL, POD, POL, TV, VRI 24,4 175,6 (p < .001) ZEND + 2,0 TSOC + 1,1

Nagelkerke R2 ∆ -2LL

28,4 238,6 (p < .001)

Nagelkerke R2 ∆ -2LL

IND, STEM, TDEM, TLEV, TTIJ, TWOO, VMED, VOVH, WPOL 27,5 200,3 (p < .001)

1004

248 | Scheerder, Pauwels & Vanreusel

Eliminatie:

Uit de analyse blijkt dat de verklaarde varianties voor het sporten clubmodel slechts lichtjes dalen ten aanzien van de verklaarde varianties die op basis van de ‘blokken-methode’ werden bekomen. Het al dan niet aanwenden van deze methode heeft bijgevolg nauwelijks een invloed op de grootte van de R2. Opnieuw is duidelijk dat door de opname van gedrags- en houdingsvariabelen de verklaarde variantie heel wat hoger ligt dan het model waarin alleen rekening wordt gehouden met de socio-demografische en socio-economische variabelen. Toch dient te worden benadrukt dat de toevoeging van bijkomende variabelen met een hogere R2waarde als gevolg, niet noodzakelijk impliceert dat er meer wordt verklaard. Het is immers best mogelijk dat er een algemene attitude bestaat die bijvoorbeeld bepaalt dat mensen zowel aan sport doen als dat ze naar Canvas kijken en een museum bezoeken. Een groot verschil tussen het sporten het clubmodel is het aantal variabelen dat bijdraagt tot de verklaring van de (club)sportdeelname. Voor een vergelijkbare R2 zijn in het sportmodel bijna dubbel zoveel variabelen nodig. Opleiding, verzorgingspositie en museumbezoek komen in de nieuwe modellen niet of slechts in beperkte mate voor. De televisiezendervoorkeur wint daarentegen aan belang, zeker in het algemene sportparticipatiemodel. Vandaar dat deze variabele in het sportmodel vooraan geplaatst wordt. De zendervoorkeur vertoont dan ook een sterke samenhang met onder meer het opleidingsniveau. Naast de zendervoorkeur hebben ook het sportwedstrijden bioscoopbezoek en de gezinssituatie een relatief sterk aandeel in het sportmodel. Bij het clubmodel gaat het eveneens om het bezoek aan een sportwedstrijd en de zendervoorkeur tezamen met het internetgebruik en het lidmaatschap van een andere vereniging dan een sportclub. In het sportparticipatiemodel hebben ook een aantal houdingsvariabelen een bijdrage, met name het vertrouwen in de medemens, de tevredenheid over de tijdsdruk en de tevredenheid over de sociale contacten die men erop na houdt. In het clubmodel is het aandeel van de houdingsvariabelen eerder beperkt: alleen de tevredenheid over de sociale contacten en de tevredenheid over de eigen levensstandaard spelen enige rol van betekenis. De resultaten uit tabel 9 tonen aan dat Canvas-kijkers veel meer kans hebben om sportactief te zijn dan mensen die niet naar Vlaamse televisiezenders4 kijken. Liefhebbers van de commerciële zender VTM blijken op hun beurt opvallend minder kans te hebben om actief lid te zijn van een sportclub. Bezoekers van sportwedstrijden komen beduidend meer voor onder zowel sportparticipanten in het algemeen als verenigingssporters in het bijzonder. De bevindingen laten echter niet toe om uitspraken te formuleren over de causaliteit van deze relatie. Of mensen makkelijker naar een sportwedstrijd gaan kijken omdat ze zelf aan sport doen dan wel of het bijwonen van sportwedstrijden tot actieve sportbeoefening aanzet, kan op basis van deze resultaten niet worden beantwoord. Net als regelmatige wedstrijdbezoekers hebben ook regelmatige bioscoopgangers heel wat meer kans tot de groep van actieve (club)sporters 4

Bedoeld zijn de niet-regio- of provinciegebonden Vlaamse zenders, met name één, VTM, Ka2, VT4 en VijfTV.

breedtesport in vlaanderen

249

te behoren. Zoals reeds eerder werd aangegeven hebben mensen die zowel een partner als kind(eren) hebben of alleenstaande ouder zijn, een significant lagere kans om tot actieve sportbeoefening te komen. Mensen die lid zijn van een andere vereniging dan een sportclub ten slotte, combineren dit lidmaatschap blijkbaar makkelijker met een actief lidmaatschap van een sportclub dan mensen die geen lid zijn van een vereniging. Tabel 9: Geschatte parameters (Exp(β)) van de voorwaartse stapsgewijze binaire logistische regressieanalyse voor de logit om aan (club)sport deel te nemen anno 2006, zonder gebruik van blokken met variabelen Deelname aan sport (= sportmodel) Variabelen Categorieën ZEND Één Canvas VTM Ka2/VT4/VijfTV WED WED2 WED3 BIOS BIOS2 BIOS3 GZS P+K SINGLE K-P INW COMPL CREA CREA2 CREA3 INT INT LFT 18-24j 25-34j 35-44j 45-54j

250 | Scheerder, Pauwels & Vanreusel

Deelname aan clubsport (= clubmodel) Oddsratio Variabelen Categorieën Oddsratio NS WED WED2 3,4*** 3,0*** WED3 4,1*** NS INT INT 2,4*** NS LIDV LIDV 2,5*** 1,9*** ZEND één NS 2,3*** Canvas NS 1,7** VTM 0,5* 1,9* Ka2/VT4/VijfTV NS 0,6* BIOS BIOS2 1,7* NS BIOS3 2,6*** 0,2*** TSOC TSOC2 2,2* NS TSOC3 NS NS TLEV TLEV2 NS 2,0** TLEV3 NS NS 1,6* NS NS NS NS

55-64j 0,6* VMED VMED2 1,5* VMED3 NS TTIJ TTIJ2 1,8** TTIJ3 2,2* TSOC TSOC2 NS TSOC3 NS MUS MUS2 1,5* MUS3 NS POL POL 1,4* Nagelkerke R2 27,2 Nagelkerke R2 26,8 ∆ -2LL 227,9 (p < .001) ∆ -2LL 194,7 (p < .001) N 1004 N 1004 NS = Niet Significant * p < 0.05 ** p < 0.01 *** p < 0.001 Referentiecategorieën sportmodel: andere zender, WED1, BIOS1, P, CREA1, gnINT, 65- tot en met 75-jarigen, VMED1, TTIJ1, TSOC1, MUS1, gnPOL Referentiecategorieën clubmodel: WED1, gnINT, gnLIDV, andere zender, BIOS1, TSOC1, TLEV1

4.4. Naar een ruimtelijke voorstelling van groepen van sporters Op basis van de voorgaande analyses hebben we onderzocht welke achtergrondvariabelen enige samenhang vertonen met het sportparticipatiegedrag (in clubverband) en welke juist niet. Op die manier hebben we een inzicht gekregen in het profiel van (club)sporters gebaseerd op recent surveymateriaal. In een laatste luik willen we deze profielen ook visueel trachten voor te stellen. Daarvoor maken we gebruik van een canonieke correlatieanalyse. Deze techniek analyseert de relatie tussen meerdere sets van variabelen en gaat na in welke mate er tussen de sets een overeenkomst bestaat. Elke set kan meerdere variabelen bevatten. De canonieke correlatieanalyse biedt het voordeel de verbanden ruimtelijk weer te geven, meer bepaald op basis van een twee-assenstelsel waarin de resultaten op een vrij eenvoudige wijze visueel worden voorgesteld. Daar staat tegenover dat deze sterk vereenvoudigde voorstelling heel wat informatie verliest. Vandaar dat de bevindingen uit onze regressieanalyses doorslaggevend zijn bij de interpretatie. In onze analyse nemen we vier sets op, namelijk een set met alle sportvariabelen, een set met alle socio-demografische en socio-economische variabelen, een set met alle gedragsvariabelen en een set met alle houdingsvariabelen. Wat de sportvariabelen betreft, houden we niet alleen rekening met de algemene sportbeoefening en de sportbeoefening in

breedtesport in vlaanderen

251

clubverband, maar voegen we ook de sportfrequentie, de sportdiversiteit, het sporttype en de sportvoorkeur toe (zie tabel 10). Voor de operationalisering van de variabelen uit de overige sets verwijzen we naar tabel 1. Tabel 10: Overzicht van alle sportvariabelen in de canonieke correlatieanalyse Variabele Algemene sportdeelname

Afkorting DLN

Categorieën (i) doet niet aan sport (NDLN), (ii) doet aan sport (DLN)

N categorieën 2

Actief lid van een sportclub

LIDS

(i) is geen actief lid van een sportclub (NLIDS), (ii) is actief lid van een sportclub (LIDS)

Sportfrequentie

FREQ

(i) sport zelden of nooit (FREQ1), (ii) sport meerdere keren per maand of wekelijks (FREQ2), (iii) sport meerdere keren per week of dagelijks (FREQ3)

Sportdiversiteit

DIV

(i) beoefent geen sport (NDLN), (ii) beoefent één sport (DIV1), (iii) beoefent twee sporten (DIV2), (iv) beoefent meer dan twee sporten (DIV3)

Sporttype

beoefent een SOLOSPORT beoefent een DUOSPORT beoefent een TEAMSPORT

Sportvoorkeur

252 | Scheerder, Pauwels & Vanreusel

beoefent één of meerdere van de 15 populairste sporttakken: FIETSEN, WANDELEN, FITNESS, ZWEMMEN, LOOPSPORT, VOETBAL, TENNIS, GYMNASTIEK, SKIËN, DANS, BADMINTON, SQUASH, PAARDRIJDEN, BASKETBAL en VOLLEYBAL

In figuur 1 geven we een visuele voorstelling van de bevindingen uit de canonieke correlatieanalyse. De verklaarde variantie bedraagt 15 procent5, wat weinig is voor een datareductietechniek als de canonieke correlatieanalyse. Dit dient in het achterhoofd te worden gehouden bij de interpretatie van de resultaten. Aangezien het om een tweedimensionale figuur gaat, werken we met kwadranten. Binnen deze kwadranten kunnen een aantal groepen van sporters gedetecteerd worden. Voor een optimale interpretatie van deze figuur zijn een aantal zaken van belang. Ten eerste benadrukken we dat de figuur op een geografische manier kan worden gelezen. Hoe dichter twee verschillende punten zich ten opzichte van elkaar in de ruimte verhouden, hoe meer ze ook qua betekenis en functie bij elkaar aanleunen. Zo blijkt bijvoorbeeld het wandelen een fysieke activiteit te zijn die voornamelijk door 55-plussers wordt beoefend, terwijl badminton en paardrijden eerder 25- tot en met 34-jarigen aanspreken. In tegenstelling tot teamsporters vinden we duosporters hoofdzakelijk terug onder hogeropgeleiden. Fervente volleyballers zijn doorgaans geen grote liefhebbers van basketbal en andersom. Enzovoort. Hoe groter de afstand tussen twee punten, hoe minder deze punten aldus inhoudelijk met elkaar verband houden. Er is echter meer. Voor een identificatie van groepen van sporters op basis van de positionering van sociale kenmerken, gedragingen en houdingen is meer dan alleen de interpretatie van de nabijheid (gelijkenis) en de afstand (verschil) tussen punten vereist. Men dient ook rekening te houden met de afstand tot het snijpunt van de twee assen. Hoe verder een bepaald kenmerk van dit nulpunt is verwijderd, hoe gedifferentieerder of ‘herkenbaarder’ deze karakteristiek is. We zien dat niet alle variabelen in de figuur worden opgenomen. De reden hiervoor is dat heel wat kenmerken zich dicht bij het snijpunt van de twee assen bevinden waardoor ze zich niet of nauwelijks laten onderscheiden. Voorbeelden van deze kenmerken zijn het geslacht, het vrijetijdskapitaal en het inkomen. Ook uit de resultaten van de regressieanalyse kwam reeds naar voor dat deze variabelen weinig tot niets bijdragen in de verklaring van zowel het sport- als clubmodel. Daarnaast laten eveneens heel wat gedragingen (milieubewust gedrag, verenigingsparticipatie, bosbezoek6, ...) en houdingen (utilitair individualisme, vertrouwen in de medemens, tevredenheid over sociale contacten, ...) zich niet of slechts in beperkte mate differentiëren. Hetzelfde geldt voor de algemene sport(in)activiteit, de (non-)participatie in clubsport en de frequentie van de sport5

De maximale fit van een canonieke correlatieanalyse is gelijk aan het aantal dimensies, i.c. twee. Dit impliceert dat ‘2 – fit’ overeenkomt met de average loss oftewel het gemiddelde verlies voor de verschillende sets van variabelen, i.c. 0,845 (1 – 1,155). Dit wil zeggen dat 85 procent van de variabiliteit in de data niet wordt weergegeven door de oplossing die hier wordt voorgesteld, of nog dat de verklaarde variantie 15 procent bedraagt.

In tegenstelling tot de logistische regressieanalyse kunnen we in de canonieke correlatieanalyse zonder probleem zowel bos- als monumentenbezoek in de analyse opnemen. Ondanks de toevoeging van deze variabelen blijken noch het bezoek aan een bos, noch het bezoek aan een monument zich voldoende te laten onderscheiden om bijvoorbeeld in de nabijheid van het wandelen te positioneren.

breedtesport in vlaanderen

253

beoefening. Het merendeel van de bestudeerde sporttakken en sporttypen kan daarentegen wel duidelijk geïdentificeerd worden. De visuele voorstelling maakt het mogelijk op het zicht na te gaan welke variabelen een (sterke) bijdrage hebben in het afbakenen van sportgroepen. Op basis van de bovenstaande procedure kunnen een aantal grote sportgroepen worden onderscheiden. In het eerste kwadrant bevinden zich de ‘hogere statussporters’. Deze groep van sporters voelt zich onder meer aangetrokken door loopsport, dans en duosporten. Ze zijn hoger opgeleid, kijken voornamelijk naar Canvas, zijn erg tevreden over de eigen levensstandaard en stellen zich weinig politiek wantrouwend op. In het tweede kwadrant kan een steeds grotere en in die zin ook belangrijkere sportgroep worden opgemerkt, met name de ‘seniorensporters’. Wandelen, onderhoudsgymnastiek en ook fietsen zijn de geliefkoosde sportieve vrijetijdsactiviteiten van deze groep. Deze sporters gaan niet naar de bioscoop, ontmoeten nooit of slechts zelden vrienden en hebben een sterke voorkeur voor een traditionele politieke partij, met name de CD&V. In het derde kwadrant vinden we geen sportgerelateerde karakteristieken terug. Uit onze eerdere analyses weten we echter dat een aantal van de categorieën die zich in dit kwadrant positioneren, in vergelijking met andere sociale groepen sterker vertegenwoordigd zijn onder de niet- of slechts matigsportactieven. Het gaat om lageropgeleiden, arbeidsongeschikten, ouders mét kind(eren) doch zonder partner en gepensioneerden. De canonieke correlatieanalyse brengt aan het licht dat in tegenstelling tot de andere sportgroepen deze niet- en matigsportactieven heel wat uren voor de buis doorbrengen, weinig tevreden zijn met hun levensstandaard, eerder politiek wantrouwend zijn en een eerder extreemrechts stemgedrag vertonen. In het vierde kwadrant houden zich zowel ‘teamsporters’ als ‘conditiesporters’ op. Het gaat om voetballers en basketspelers, maar ook om fitnessadepten en squashliefhebbers. Deze groepen van sporters vertonen een uitgesproken jeugdiger leeftijdsprofiel dan de sportgroepen uit de vorige kwadranten en blijken bovendien dagelijks met vrienden in contact te komen en tenminste één keer per maand naar de bioscoop te gaan. In dit kwadrant kunnen naast team- en conditiesporters nog twee sporttakken geïdentificeerd worden waarrond zich een aantal sociale kenmerken positioneren. Het gaat enerzijds om badminton en in iets mindere mate ook skiën. Badmintonners zijn voornamelijk twintigers en liefhebbers van commerciële televisiezenders. Het skiën is voor heel wat mensen niet de enige sporttak die ze beoefenen, integendeel. Bovendien ondervinden skifanaten in hun dagelijkse leven heel wat tijdsdruk.

254 | Scheerder, Pauwels & Vanreusel

Figuur 1:

Ruimtelijke voorstelling van groepen van sporters, 18- tot en met 75-jarigen in Vlaanderen anno 2006, resultaten o.b.v. canonieke correlatieanalyse (N = 1438)

v o lle y b a l

6 5 -7 5 j 5 5 -6 4 j w a n d e le n

B IO S 1 V R I1 g y m n a s t ie k

Can v a s d u o s p o rdt a n s

N U HO

z w e mme n ie t s e n C D & V /N - Vf A 4 5 -5 4 j TL EV 3

g n IN T

s c h o o lg a a n d lo o p s p o r t W PO L 1

g e p e n s io n e e r dT L EV 1

IN T

W PO L 3 T V 3 V T M L S O V la a m s B e la n g a r b e id s o n g e s c h ik t K -P

s kiĂŤ n TT IJ 1

D IV 3

B U R1 te a m s p o r t b as ketb al f itn e s s s quas h V R I4 andere z ender

v o e tb a l (gn)LO

p a a r d r ijd e n

B IO S 3 b a d m in to n

2 5 -3 4 j

Summary of analysis Eigenvalues

K a 2 / V T4 / V ijf T V

Dimension 1: 0,6321 Dimension 2 : 0,524 Total Fit: 1,155

18-24j

breedtesport in vlaanderen

255

5. Conclusie Deze bijdrage werd wat de analyse betreft grosso modo opgesplitst in twee delen. In een eerste luik besteedden we aandacht aan verschuivingen inzake het sportdeelnamegedrag om vervolgens in een tweede luik te focussen op mogelijke nieuwe variabelen die een sterke samenhang vertonen met vormen van sportieve vrijetijdsbesteding (algemene sportbeoefening, clubgeorganiseerde sport, sporttype, sportvoorkeur, ...). Uit de analyses mag blijken dat gedurende de eerste jaren van de 21ste eeuw sprake is van een stijging in het aantal sportparticipanten. Die toename is grotendeels te danken aan de verdere popularisering van recreatiesporten als fietsen en wandelen. Indien de deelname aan deze sporten bewegingsvormen niet mee in rekening wordt gebracht, blijkt er echter geen significante stijging in de algemene sportparticipatiegraad op te treden. De populariteit van de fietsen wandelsport gaat er het sterkst op vooruit bij de 65-plussers. De quasi status quo van het aantal sportparticipanten tussen 1999 en 2006 indien geen rekening wordt gehouden met het aantal fietsers en wandelaars, impliceert geenszins dat er geen andere sporttakken zijn die aan populariteit winnen. Dit is in sterke mate het geval voor zowel de fitness- als loopsport. De verdere popularisering van het fitnessen kan voornamelijk worden toegeschreven aan het toenemend aantal vrouwen dat deze sport beoefent. Het aanhoudende succes van de loopsport is te danken aan het groeiend aantal mannen dat loopt, hoewel ook het aantal joggende vrouwen opvallend stijgt. Deze bevindingen bevestigen onze eerste hypothese. Nadat Vlaanderen gedurende de jaren zeventig massaal kennis maakte met de Sport voor Allen-beweging, zijn het opnieuw enkele recreatieve sporten bewegingsvormen die voor een sterke boost in het sportlandschap zorgen. Deze ontwikkelingen maken dat er in Vlaanderen sprake is van een tweede recreatiesportgolf (Scheerder, 2007). Voorlopig blijft deze golf wel beperkt tot een select aantal sporten. Dat het aantal sportbeoefenaars er verder op vooruit gaat, is hoofdzakelijk te wijten aan de inhaalbeweging die vrouwen gedurende de afgelopen jaren hebben gerealiseerd, zelfs in die mate dat voor het eerst sprake is van een genderpariteit inzake algemene sportdeelname. Nooit eerder kon immers worden aangetoond dat er in Vlaanderen evenveel volwassen mannen als volwassen vrouwen sportactief zijn. Ook wanneer de deelname aan het fietsen en wandelen uit de analyse wordt gelaten, is er sprake van een participatiegelijkheid tussen mannen en vrouwen. Waar in 1999 het geslacht â€“ na controle voor andere achtergrondvariabelen als leeftijd en opleiding â€“ nog een significant effect uitoefende op het sportdeelnamegedrag, is dit niet langer het geval anno 2006. De invloed van het geslacht op het sportparticipatiegedrag is dus opvallend gewijzigd gedurende de eerste jaren van de 21ste eeuw. Niet langer is bij de volwassenen het geslacht een bepalende factor voor sportdeelname en ook met betrekking tot de sportdeelname in clubverband blijkt het effect af te nemen. De impact van leeftijd en opleiding blijft daarentegen quasi onveranderd. Dit maakt dat onze tweede hypothese slechts

256 | Scheerder, Pauwels & Vanreusel

gedeeltelijk kan worden bevestigd. Hoewel mannen en vrouwen thans gelijke kansen genieten om actief in sport te participeren, is van deze gelijkheid vooralsnog geen sprake tussen jongere versus oudere volwassenen enerzijds en tussen lager- en hogeropgeleiden anderzijds. De leeftijdscategorie en het opleidingsniveau blijven bijgevolg relatief sterke sociale stratificatoren betreffende de actieve deelname aan sport. Om van een gedemocratiseerde sportbeoefening te kunnen spreken, is een verdere detraditionalisering van de sport vereist. In een laatste fase van dit onderzoek zijn we nagegaan of naast de socio-demografische en socio-economische achtergrondvariabelen ook andere, meer leefstijlgerelateerde kenmerken als gedragingen en houdingen een bijdrage kunnen leveren in de verklaring van de (clubgeorganiseerde) sportbeoefening. Uit de multivariate verklaringsmodellen die we hier voorstelden, mag blijken dat de meer klassieke persoonskenmerken als leeftijd, opleiding of gezinssituatie een eerder beperkte bijdrage leveren in de verklaring van de (club)sportparticipatie. Enkele gedrags- en houdingsvariabelen hebben een zeker aandeel in de verklaring van zowel het sport- als clubmodel. Dat is bijvoorbeeld het geval voor het bijwonen van een sportwedstrijd, het beschikken over een sociaal netwerk en de televisiezendervoorkeur. De samenhang tussen het sporten mediagedrag werd voor Vlaanderen reeds eerder in kaart gebracht (zie Moens & Scheerder, 2004; Scheerder, Pauwels & Vanreusel, 2003). Ook de relatie tussen de sportdeelname en het sociaal netwerk kwam reeds aan bod (Pauwels & Scheerder, 2004; Scheerder & Pauwels, 2005). Longitudinaal onderzoek heeft bovendien aangetoond dat ook socialisatievariabelen, waaronder de sportervaringen gedurende de jeugd en jongvolwassenheid, sterk bepalend zijn voor het sportgedrag op volwassen leeftijd (Scheerder e.a., 2006; Tammelin e.a., 2003; Telama e.a., 1997). In het kader van deze bijdrage was het echter niet mogelijk om ook socialisatie-effecten te bestuderen. Het is opmerkelijk dat er sprake lijkt te zijn van een stapeling van activiteiten. Mensen die actief aan sport doen, zijn vaak ook actief op andere deelterreinen van het maatschappelijke leven. Dit is niet onbelangrijk gezien de aandacht die bijvoorbeeld de overheid toekent om groepen meer maatschappelijk actief te maken. Mede op basis van enkele nieuwe achtergrondkenmerken bleek het vervolgens mogelijk om een aantal groepen van sporters af te bakenen. Naast de groep van niet- tot slechts matig sportactieven, identificeerden we ‘hogere statussporters’, ‘seniorensporters’ en ‘team- en conditiesporters’. Deze groepen vertonen een samenhang met zowel klassieke variabelen, gedragsvariabelen als houdingsvariabelen. Bijgevolg kan ook onze derde hypothese worden bevestigd. De hier voorgestelde sportgroepen bieden een kader op basis waarvan een meer gedifferentieerd sportbeleid kan worden uitgetekend. Toekomstig onderzoek zal de afbakening van sportgroepen echter verder moeten verfijnen. Het is in ieder geval duidelijk dat de algemene omschrijving van ‘sporters’ en ‘clubsporters’ niet langer volstaat om sportactieven zo gericht mogelijk te benaderen. Deze groepen zijn intussen te omvangrijk in aantal geworden en vragen bijgevolg een meer gedifferentieerde beleidsaanpak.

breedtesport in vlaanderen

257

Een differentiatie doet zich niet enkel voor wat het profiel van sportgebruikers betreft. Bij aanvang van de 21ste eeuw wordt de sportmarkt immers gekenmerkt door heel wat gespecialiseerde aanbieders. De sportmarkt is als bron van werkgelegenheid een steeds belangrijkere economische speler. Die situatie vormt een stevige uitdaging voor heel wat non-profitinstellingen, op de eerste plaats de sportfederaties en hun clubs. Ook het overheidsbeleid zal zich in haar ondersteuningsbeleid jegens sportfederaties en lokale sportoverheden in de komende jaren nog meer geconfronteerd weten met heel wat commerciële, andersen niet-georganiseerde initiatieven. Het commerciële sportaanbod is booming en is tezamen met de opkomst van lichte sportgemeenschappen in sterke mate mee verantwoordelijk voor de huidige recreatiesportgolf (Scheerder, 2007). De ontwikkelingen binnen het sporten bewegingslandschap spelen zich steeds minder af binnen het traditionele, lees: voornamelijk verenigingsgebonden sportkader. Mensen kiezen er niet langer voor om (uitsluitend) op basis van een langdurig lidmaatschap en met een sterk sociaal engagement actief aan sport te doen (Van Bottenburg, 2004). Bovendien zijn (individuele) fitheid en gezondheid belangrijkere sportwaarden geworden dan (collectieve) competitie en prestatie. Deze meer vrijblijvende wijze van sportbeoefening zal ertoe leiden dat heel wat overheidsambities op het vlak van sport en beweging minder gemakkelijk gerealiseerd zullen kunnen worden (De Haan & Van den Broek, 2003: 54). Vandaar dat het van belang is dat de diverse aanbieders op de sportmarkt hun krachten bundelen.

Bibliografie Bilsen, R., Van Waterschoot, W. & Lagasse, L. (2004). Marketingbeleid. Theorie en praktijk. Antwerpen: De Boeck. BOIC (2004). Meer sporten voor een goede gezondheid! Enquête sport, voeding en gezondheid. Olympic News januari-maart: 4-5. Breedveld, K. (2006). Verschillen in sportdeelname. In : K. Breedveld & A. Tiessen-Raaphorst (Eds.). Rapportage sport 2006. (pp. 299-321). Den Haag: Sociaal & Cultureel Planbureau. Breedveld, K. & Tiessen-Raaphorst, A. (2006). Beoefening. In: K. Breedveld & A. Tiessen-Raaphorst (Eds.). Rapportage sport 2006. (pp. 82-106). Den Haag: Sociaal & Cultureel Planbureau. Carton, A., Verbelen J. & Van Geel, H. (2003). Basisdocumentatie onderzoek ‘Sociaal-culturele verschuivingen in Vlaanderen 2003’. Brussel: Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap/Administratie Planning & Statistiek. Collins, M.F. & Kay, T. (2003). Sport and social exclusion. London: Routledge. De Haan, J. & Breedveld, K. (2000). Trends en determinanten in de sport. Eerste resultaten uit het AVO 1999 (Werkdocument 68). Den Haag: Sociaal & Cultureel Planbureau.

258 | Scheerder, Pauwels & Vanreusel

De Haan, J. & Van den Broek A. (2003). Vrijetijdsactivist. Van participant naar consument. In: J. De Haan, A. Van den Broek, F. Huysmans & K. Breedveld (Eds.). Tijdverschijnselen. Impressies van de vrije tijd. (pp. 53-55). Den Haag: Sociaal & Cultureel Planbureau. Elchardus, M. (2002). Op in rook? In: M. Elchardus & I. Glorieux (Eds.). De symbolische samenleving. Een exploratie van de nieuwe sociale en culturele ruimtes. (pp. 7-30). Tielt: Lannoo. Glorieux, I. & Moens, M. (2002). Hoe vrij is de vrije tijd? Over de symbolische structuren van het vermaak. In: M. Elchardus & I. Glorieux (Eds.). De symbolische samenleving. Een exploratie van de nieuwe sociale en culturele ruimtes. (pp. 85-108). Tielt: Lannoo. Lucassen, J. & Tiessen-Raaphorst, A. (2006). De kwaliteit van dienstverlening in een pluriforme sportmarkt. In: K. Breedveld & A. Tiessen-Raaphorst (Eds.). Rapportage sport 2006. (pp. 342-369). Den Haag: Sociaal & Cultureel Planbureau. Maes, M. (1999). Waar zit de bewegende Belg? Of zit hij gewoon? Olympic News april-juni: 16-18. Moens, M. & Scheerder, J. (2004). Social determinants of sports participation revisited. The role of socialization and symbolic trajectories. European Journal of Sport & Society 1(1): 35-49. Pauwels, G. & Scheerder, J. (2004). Tijd voor vrije tijd? Vrijetijdsparticipatie in Vlaanderen: sport, cultuur, media, sociale participatie en recreatie (Stativaria 32). Brussel: Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap/Administratie Planning & Statistiek. Pickery, J. (2006). Een statistische analyse van een toenemende of dalende ongelijkheid in participatie. Van kruistabellen naar oddsratio’s en van oddsratio’s naar een logistische regressie (en terug) (SVRTechnisch Rapport 3). Brussel: Studiedienst van de Vlaamse Regering. Scheerder, J. (2004). Spelen op het middenveld. Vrijetijdssport als ontspanning, ontplooiing en ontmoeting (Cultuursociologische Essays 4). Tielt: Lannoo. Scheerder, J. (2007). Tofsport in Vlaanderen. Groei, omvang en segmentatie van de Vlaamse recreatiesportmarkt. Antwerpen: F&G Partners. Scheerder, J., De Knop, P., Vanreusel, B. & De Bosscher, V. (2006a). Sportbeleid in Vlaanderen. Een sociaal-historisch overzicht. In: P. De Knop, J. Scheerder & H. Ponnet (Eds.). Sportbeleid in Vlaanderen. Trends, visies, cases en cijfers (Volume 1). (pp. 25-37). Brussel: Publicatiefonds Vlaamse Trainersschool. Scheerder, J., Decraene, M. & Laermans, R. (2007). De deelname aan vrijetijdssport. In: R. Laermans (Ed.). Cultuurparticipatie in meervoud. Empirische bouwstenen voor een genuanceerde visie op de cultuurdeelname in Vlaanderen (Cultuurkijker). (pp. 246-265). Antwerpen: De Boeck. Scheerder, J. & Pauwels, G. (2002). Vlaanderen sportief gepeild! Resultaten van de APS-survey 1999 (Stativaria 26). Brussel: Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap/Administratie Planning & Statistiek. Scheerder, J. & Pauwels, G. (2005). In-actie(f)? Naar een verklaringsmodel voor actieve sportbeoefening in Vlaanderen. In: J. Lievens & H. Waege (Eds.). Cultuurparticipatie in breedbeeld. Eerste analyses van de survey ’Cultuurparticipatie in Vlaanderen 2003-2004’ (Cultuurkijker). (pp. 139-166). Antwerpen: De Boeck.

breedtesport in vlaanderen

259

Scheerder, J. & Pauwels, G. (2006). Kortetermijntrends inzake sportparticipatie in Vlaanderen. Een analyse 1999-2005. In: P. De Knop, J. Scheerder & H. Ponnet (Eds.). Sportbeleid in Vlaanderen. Trends, visies, cases en cijfers (Volume 1). (pp. 63-74). Brussel: Publicatiefonds Vlaamse Trainersschool. Scheerder, J., Pauwels, G. & Vanreusel, B. (2003). Vlaanderen sportief gepeild: wie participeert niet? Ontwikkelingen in en determinanten van (club)sportinactiviteit. In: J. Lemaître (Ed.). Vlaanderen gepeild! (pp. 231-268). Brussel: Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap/Administratie Planning & Statistiek. Scheerder, J., Philippaerts, R., Duquet, W., Van Langendonck, L. & Lefevre, J. (2006c). Sportparticipatie in Vlaanderen. Sociaal ge(s)laagd? In: G. Steens (Ed.). Moet er nog sport zijn? Sport, beweging en gezondheid in Vlaanderen 2002-2006 – Volume 1. (pp. 35-54). Antwerpen: F&G Partners. Scheerder, J. & Steens, G. (2006). Actieve sportbeoefening in Vlaanderen. Een overzicht van de meest recente sportparticipatiecijfers. In: P. De Knop, J. Scheerder & H. Ponnet (Eds.). Sportbeleid in Vlaanderen. Studies (Volume 2). (pp. 27-35). Brussel: Publicatiefonds Vlaamse Trainersschool. Scheerder, J., Thomis, M., Vanreusel, B., Lefevre, J., Renson, R., Vanden Eynde, B. & Beunen, G.P. (2006). Sports participation among females from adolescence to adulthood. A longitudinal study. International Review for the Sociology of Sport 41(3/4): 377-394. Scheerder, J. & Vanreusel, B. (2006). De actieve sportbeoefening in Nederland en Vlaanderen. Een gelijkspel? In: P. De Knop, J. Scheerder & B. Vanreusel (Eds.) Sportsociologie. Het spel en de spelers. 2de uitgave. (pp. 103-122). Maarssen: Elsevier Gezondheidszorg. Scheerder, J., Vanreusel, B. & Taks, M. (2005). Stratification patterns of active sport involvement among adults. Social change and persistence. International Review for the Sociology of Sport 40(2): 139162. Scheerder, J., Vanreusel, B., Taks, M. & Renson, R. (2006b). Sportbeoefening door jongeren en volwassenen in Vlaanderen. Een follow-up over de voorbije decennia. In: P. De Knop, J. Scheerder & H. Ponnet (Eds.). Sportbeleid in Vlaanderen. Trends, visies, cases en cijfers (Volume 1). (pp. 39-62). Brussel: Publicatiefonds Vlaamse Trainersschool. Solomon, M.R., Zaichkowsky, J.L. & Polegato, R. (2005). Consumer behaviour. Buying, having and being. 3rd edition. Toronto: Pearson Prentice Hall. Steens, G., Philippaerts, R., Duquet, W. & Lefevre, J. (2006). Sportparticipatie in Vlaanderen. In: G. Steens (Ed.). Moet er nog sport zijn? Sport, beweging en gezondheid in Vlaanderen 2002-2006 – Volume 1. (pp. 25-33). Antwerpen: F&G Partners. Tammelin, T., Näyhä, S., Hills, A.P. & Järvelin, M.-R. (2003). Adolescent participation in sports and adult physical activity. American Journal of Preventive Medicine 24(1): 22–8. Telama, R., Yang, X., Laakso, L. & Viikari, J. (1997). Physical activity in childhood and adolescence as predictors of physical activity in young adulthood. American Journal of Preventive Medicine 13: 317–23.

260 | Scheerder, Pauwels & Vanreusel

Tiessen-Raaphorst, A. & Breedveld, K. (2006). Betrokkenheid. Meningen, bezit, volgers, toeschouwers en vrijwilligers. In: K. Breedveld & A. Tiessen-Raaphorst (Eds.). Rapportage sport 2006. (pp. 107138). Den Haag: Sociaal & Cultureel Planbureau. Van Bottenburg, M. (2004). Individueel en collectief gedrag in de sport. In: J.W. Duyvendak & M. Hurenkamp (Eds.). Kiezen voor de kudde. Lichte gemeenschappen en de nieuwe meerderheid (Jaarboek Tijdschrift voor de Sociale Sector). (pp. 85-103). Amsterdam: Van Gennep. Van der Aerschot, H., Massez, C., Brusselle, S. & Van Lierde, A. (2006). Evolutie van het aantal leden van de Vlaamse sportfederaties (1996-2003). In: P. De Knop, J. Scheerder & H. Ponnet (Eds.). Sportbeleid in Vlaanderen. Trends, visies, cases en cijfers (Volume 1). (pp. 83-94). Brussel: Publicatiefonds Vlaamse Trainersschool. Van Raaij, W.F. & Antonides, G. (1997). Consumentengedrag. Een sociaal-wetenschappelijke benadering. Utrecht: Lemma. Vanreusel, B., Scheerder, J., Van Gestel, J. & Steens, G. (2002). Onderzoek naar de graad van sportparticipatie en fysieke activiteit op Vlaams niveau en het opstellen van een instrument voor de evaluatie van sportpromotiecampagnes. Deelrapport 1: Secundaire bronnenanalyse van de sportparticipatie en de fysieke activiteit in Vlaanderen (Onderzoeksproject in opdracht van BLOSO). Brussel: Interuniversitair Onderzoekscentrum voor Sportbeleid. Wilson, T.C. (2002). The paradox of social class and sports involvement. The roles of cultural and economic capital. International Review for the Sociology of Sport 37(1): 5-16.

breedtesport in vlaanderen

261

Balanceren op de scheidingslijn tussen werk en gezin Werk-gezin conflict en tevredenheid in Vlaanderen en andere Westerse landen Sara Symoens & Piet Bracke • Vakgroep Sociologie, Universiteit Gent

1. Inleiding Sinds een tiental jaar is ’werk-gezin conflict’ zowel in de wetenschappelijke literatuur als in populaire magazines voor management en human resources een hot topic (McInnes, 2006). ‘Werk-gezin conflict’ verwijst naar een subjectief gevoel van onmogelijkheid om een perfecte oplossing te vinden voor de verschillende eisen die het werk en de familiale sfeer stellen: deelname in één rol bemoeilijkt het optimaal functioneren in de andere rol (Duxbury & Higgins, 2003; Higgins, Duxbury & Johnson, 2000; Goode, 1960; Greenhaus & Beutell, 1985). Personen die moeilijkheden ervaren om werk en gezin in balans te houden, ervaren meestal problemen met dergelijke interrolconflicten of problemen die gerelateerd zijn aan tijdsmanagement (Bellavia & Fronne, 2005; Greenhaus & Beutell, 1985; Higgins, Duxbury & Johnson, 2000). In hoofdzaak is deze groeiende focus op het onderwerp te wijten aan de veranderingen die eigen zijn aan de transitie naar een meer moderne wereld. Een samenleving die wordt gekenmerkt door zowel een groeiende totaaleconomie als een toegenomen trend naar individualisering, waarbij voornamelijk de veranderingen op de arbeidsmarkt opvallen, met als summum de toegenomen arbeidsparticipatie van de vrouw (Bellavia & Frone, 2005). Vroeger werd in het kostwinnersmodel gezorgd voor balans tussen werk en familie binnen de diade van het gezin: de man zorgde voor de arbeid buitenshuis, terwijl de vrouw de huishoudelijke taken en de opvoeding van de kinderen op zich nam. Dit kostwinnersmodel is evenwel definitief in verval: tussen 1960 en 2003 is de activiteitsgraad van vrouwen in de toenmalige 15 Europese landen – als proportie van de activiteitsgraad van mannen - immers toegenomen van 44% naar 79% (McInnes, 2006). Echter, ondanks deze veranderingen en ondanks de groeiende aandacht voor de ongelijke behandeling van vrouwen en mannen worden diverse huishoudelijke taken, alsook de zorg voor de kinderen vaak nog gezien als ‘vrouwelijke taken’. Hierdoor is het vinden van balans tussen arbeid en gezin voor vrouwen moeilijker (Gonäs, 2005; Sayer, 2005). Ann Carton (2003) toont aan dat de herverdeling van huishoudelijke arbeid over vrouwen en mannen geen gelijke tred houdt met de toegenomen participatie van

262 | Symoens & Bracke

vrouwen op de arbeidsmarkt voor Vlaanderen, en wijst tevens op de dominantie van het onderliggende idee dat een gezinsleven lijdt onder een (voltijds) buitenhuis werkende moeder. Maar ook ander Vlaams onderzoek wijst op de groeipijnen van het combinatiemodel (Audenaert, 2006; Lambrechts, Dehaes & Vos, 2003; Jacobs e.a., 2000; Van Dongen e.a., 2001) en Europees en internationaal vergelijkend onderzoek omtrent deze kwestie bevestigt - mits nuances - het algemeen patroon (Van der Lippe e.a., 2006; McInnes, 2006; Geist, 2005; Sayer, 2005; Fuwa, 2004; Abrahamson & Wehner, 2003; Wyns & Lambrechts, 2002; Duxbury & Higgins, 2003; Callens e.a., 2000). Veel onderzoek binnen de topic van werk-gezin conflict focust dan ook op ‘gender’ en de vraag of er al dan niet werkelijk een geslachtsverschil bestaat in de ervaring van werk-gezin conflict (Keene & Quadagno, 2004; Barnett & Hyde, 2001; Sayer, 2005; Fuwa, 2004; Mennino e.a., 2005). Anderzijds focust een belangrijk deel ook op het ontdekken van de (mogelijke) determinanten van werk-gezin conflict; contextuele factoren die vorm geven aan de sterkte van deze perceptie (Greenhaus & Beutell, 1985; Voydanof, 1988; Keene & Quadagno, 2004; Bouazzaoui & Mullet, 2004). Deze bronnen van conflict kunnen optreden als versterkende of remmende factor en worden meestal opgesplitst naar de twee domeinen van waaruit ze voortkomen: de werksfeer enerzijds en de gezinssfeer anderzijds. Onder werkgerelateerde factoren wordt de ruime groep van factoren verstaan die direct of indirect gerelateerd zijn aan de werkrol van een persoon en een invloed uitoefenen op de perceptie van spillover en/of tevredenheid (Greenhaus & Beutell, 1985; Voydanof, 1988; Keene & Quadagno, 2004; Bouazzaoui & Mullet, 2004). Naar analogie worden onder familiegerelateerde factoren de ruime groep van factoren begrepen die direct of indirect gerelateerd zijn aan het gezin van een persoon en de perceptie van spillover en/of tevredenheid beïnvloeden. Doorgaans worden twee grote categorieën van werk-gezin conflict onderscheiden: arbeid-gezin spillover en gezin-arbeid spillover. (Higgins, Duxbury & Johnson, 2000; Duxbury & Higgins, 2003). Arbeid-gezin spillover, vaak aangeduid met de Engelse term ‘work-to-family spillover’,

DE SCHEIDINGSLIJN TUSSEN WERK EN GEZIN

263

wordt gebruikt om aan te geven wanneer het werk de familiale sfeer binnendringt, bijvoorbeeld, wanneer men niet in staat is iets leuks te doen met de kinderen omdat men overuren moet maken. Gezin-arbeid spillover1, of ‘family-to-work spillover’, geeft aan wanneer familiale verplichtingen de werksfeer binnendringen, zoals wanneer men niet in staat is zich te concentreren op het werk omdat de partner zwaar ziek is. Arbeid-gezin spillover wordt verondersteld in hoofdzaak te wijten te zijn aan werkgerelateerde bronnen van conflict, terwijl gezin-arbeid spillover hoofdzakelijk zou dienen te worden gekoppeld aan familiegerelateerde conflictbronnen. De laatste decennia zouden in de Westerse landen beide aspecten van werk-gezin conflict toegenomen zijn, in eerste instantie voor vrouwen, maar ook voor mannen (Van der Lippe e.a., 2006). Onderzoek van Bellavia en Frone (2005) toont daarenboven aan dat zowel gezin-arbeid- als arbeid-gezin spillover lagere niveaus van gezinstevredenheid voorspellen doordat ze een negatieve impact hebben op de inzet in de familierol, het geven van steun aan gezinsleden, en familiegerelateerde absenteïsme verhogen. Hoe hoger beide vormen van spillover, hoe lager ook de gemiddelde werktevredenheid. Ook hier is de relatie vaak indirect, via de ervaring van verhoogde werkdruk en stress en via lagere niveaus van zelfgepercipieerde efficiëntie. Statistieken rond angststoornissen, zelfdoding en depressies (Wauterickx & Bracke, 2005; Bracke, 2000) leggen de vinger op de wonde. ‘Werk-gezin balans’ is in verschillende landen dan ook verworden tot een belangrijk topic voor onderzoek én beleid (Guest, 2002; McInnes, 2006; Gonäs, 2005; Leitner & Wroblewski, 2006). De overgrote meerderheid van het onderzoek naar werk-gezin conflict is tot nu toe gebaseerd op nationale surveys en beperkt zich tot het individuele niveau. Multilevel analyses, die verschillen op het crossnationaal niveau opnemen, kunnen evenwel een nieuw licht werpen, niet alleen op de prevalentie, maar ook op de impact van verschillende factoren op de ervaring van spillover en tevredenheid. In dit artikel gaan we dieper in op het fenomeen en beschouwen we de werk-gezin balans en de werken gezinstevredenheid van Vlaamse vrouwen en mannen vanuit een internationaal perspectief. Hierbij gaan we na (a) wat de voornaamste werken gezinsgerelateerde determinanten van werk-gezin conflict zijn, (b) hoe het gesteld is met de ervaring van werk-gezin conflict en tevredenheid in Vlaanderen in vergelijking met een referentiegroep van andere Westerse landen, (c) of de inter-landelijke verschillen terug te brengen zijn tot verschillen in de compositie van de werkende bevolking (het voorkomen van relevante werken gezins1

We nemen de Engelstalige benaming voor het begrip over omdat vooralsnog geen algemeen aanvaard Nederlandstalig alternatief voor handen is. Bovendien wensen we,te benadrukken dat het gebruik van de woordenpaar arbeid-gezin of gezin-arbeid aansluit bij het dagelijkse taalgebruik en niet hoeft te suggereren dat wij de productieve aspecten van gezinsarbeid ontkennen.

264 | Symoens & Bracke

gerelateerde condities), en (d) of er, onafhankelijk van deze compositionele effecten, meer structurele verschillen tussen landen merkbaar zijn en of deze teruggebracht kunnen worden tot systematische verschillen in beleid. Tenslotte wordt (e) aan de hand van simulaties geschat welke veranderingen we inzake werk-gezin conflict en tevredenheid in Vlaanderen mogen verwachten onder meest optimale condities.

2.Theoretische prospectie naar de determinanten van arbeid-gezin conflict Arbeid-gezin spillover wordt verondersteld in hoofdzaak te wijten te zijn aan werkgerelateerde bronnen van conflict, terwijl gezin-arbeid spillover hoofdzakelijk zou dienen te worden gekoppeld aan familiegerelateerde conflictbronnen. Is dit zo? En wat is de rol van factoren op macroniveau? In deze sectie wordt een kort overzicht van de voornaamste beïnvloedende factoren gegeven, waarbij iets meer aandacht geschonken wordt aan deze factoren die er - rekening houdend met de dataset - voor de empirische toets uitgelicht worden.

2.1. Gender en geslachtsroloriëntatie “Is er sprake van gender verschillen of van gender gelijkenis?”. Het merendeel van het onderzoek omtrent werk-gezin conflict ondersteunt de hypothese dat mannen en vrouwen op verschillende manieren geconfronteerd worden met problemen inzake de combinatie werkgezin (Mennino e.a., 2005; Keene & Quadagno, 2004; Sayer, 2005; Fuwa, 2004). Zoals de gendertheorie voorspelt, ervaren vrouwen meer spillover in beide richtingen, dan mannen, aangezien zij nog steeds het gros van het huishouden voor hun rekening nemen (Mennino e.a., 2005) al blijft ook voor hen werk-gezin spillover de meest gerapporteerde vorm van spillover (Keene & Quadagno, 2004). Ook de determinanten van spillover zijn gedeeltelijk geslachtsspecifiek: omdat arbeid meer centraal staat in het leven van mannen rapporteren zij meer spillover vanwege verplichtingen verbonden met hun werk, dan verplichtingen voortvloeiend uit hun gezinsleven (Keene & Quadagno, 2004). Gender is ook van belang voor de relatie tussen werk-gezin conflict en tevredenheid. Zo tonen Artazcoz e.a. (2004) aan dat zelfgepercipieerde gezondheid en psychosomatische klachten bij mannen enkel met hun sociale klasse verbonden zijn, terwijl deze bij vrouwen ook gerelateerd zijn aan job- en gezinsvereisten. De ervaring van werk-gezin conflict en tevredenheid wordt vermoedelijk niet alleen gevoed door extern waarneembare factoren, maar ook door – of in combinatie met – interne factoren zoals de persoonlijke attitudes met betrekking tot de maatschappelijke positie van mannen en vrouwen. Immers, wie handelt in lijn met zijn of haar attitudes ervaart minder rolconflicten en is meer tevreden (Brehm e.a., 2000). Zo zullen vrouwen die werken omdat ze vinden dat dit

DE SCHEIDINGSLIJN TUSSEN WERK EN GEZIN

265

beter is voor een vrouw, zullen zich beter in hun situatie voelen dan vrouwen die enkel werken uit financiële noodzaak. Op deze manier kunnen attitudes tevens optreden als versterkende óf remmende factoren.

2.2. Werkgerelateerde factoren Steunend op diverse onderzoekssamples werd een directe en positieve relatie tussen het aantal arbeidsuren en werk-gezin conflict gevonden (White e.a., 2003; Voydanof, 1988, p.750; Bellavia & Frone, 2005). Ook het maken van overuren zou werk-gezin conflict in rechte lijn beïnvloeden, gezien de onmiddellijke link met een toenemende tijdsdruk (Voydanof, 1988). Het aantal uren dat de partner buitenshuis werkt zou enkel voor vrouwen een belangrijke predictor voor werk-gezin conflict zijn (Keith & Schaffer, 1980 In: Greenhaus & Beutell, 1985). Al gaat het hier om weinig recente studies. Andere versterkende werkgerelateerde factoren zijn: rolambiguïteit, de intellectuele en fysieke inspanning die het werk vraagt, snelle veranderingen, weinig ondersteuning krijgen, onregelmatige en inflexibele uurroosters, steeds bereikbaar moeten zijn, diverse communicatieproblemen, enz. (Bellavia & Frone, 2005; Voydanof, 1988; Keene & Quadagno, 2004). Supervisie is daarentegen een factor die een remmende werking op werk-gezin conflict lijkt uit te oefenen. Wie superviseert heeft meer flexibiliteit en vaak ook de mogelijkheid tot delegeren, waardoor spillover makkelijker kan worden vermeden. De plaats die een persoon inneemt in de organisatorische hiërarchie, en de daarmee verbonden graad van supervisie, blijkt bovendien ook een sterk positieve voorspeller te zijn voor werktevredenheid, toewijding en betrokkenheid bij de job (Oshagbemi, 2003; Robie e.a., 1998; Adelmann, 1987). Hierbij aansluitend blijken ook andere jobkenmerken werk-gezin conflict tegen te gaan: meer arbeidsautonomie, meer flexibiliteit, variëteit en uitdaging in het werk, het uitvoeren van dankbaar, zinvol en verrijkend werk en het ervaren van sociale steun. (Greenhaus & Beutell, 1985; Voydanof, 1988; White e.a., 2003; Keene & Quadagno, 2004; Bouazzaoui & Mullet, 2004). Tenslotte werd in diverse onderzoeken ook reeds opgemerkt dat ook de sector van tewerkstelling een indirecte invloed kan hebben op de ervaring van spillover en tevredenheid (Barker, 1993, Duxbury & Higgins, 1994 en Higgins e.a., 1992 In: Higgins, Duxbury & Johnson, 2000). Hier wordt het grootste onderscheid gemaakt tussen zelfstandigen enerzijds en loontrekkenden anderzijds. Kenmerkend voor deze eerste groep is dat er geen scheiding is van woon- en werkplaats. De vraag hierbij is of dit (a) tot minder conflict en spillover leidt omdat meer flexibiliteit mogelijk is, of (b) tot meer conflict en spillover leidt net door dit gebrek aan ruimtelijke segregatie. Onderzoek tot nog toe wijst in de richting van de eerste hypothese: zelfstandigen zouden niet alleen sterker betrokken zijn bij- en meer tevreden zijn met hun job dan mensen die in loonverband werken, maar zouden ook een hogere levenstevredenheid rapporteren (Barker, 1993, Duxbury & Higgins, 1994, en Higgins e.a., 1992 In: Higgins, e.a., 2000).

266 | Symoens & Bracke

2.3. Familiegerelateerde factoren Vanwege de toename van de ouderlijke verantwoordelijkheid en de inperking op de persoonlijke tijd, wordt het aantal kinderen in het huishouden als een belangrijke factor opgenomen in onderzoek naar werk-gezin balans. Meer kinderen betekent meer spillover, maar zou daarentegen wel in relatie staan met een hogere levenstevredenheid. (Bellavia & Frone, 2005; Keene & Quadagno, 2004; Voydanoff, 1988; Greenhaus & Beutell, 1985). Samen met het aantal kinderen, wordt ook het aantal uren huishoudelijk werk meestal opgenomen vanwege de beperking dat het impliceert in tijd die men aan iets anders kan spenderen (Voydanoff, 1988; Keene & Quadagno, 2004). Evenzo wordt het eigen aandeel in het huishoudelijk werk gerelateerd aan spillover. Al is de relatie hier niet eenduidig. Enerzijds kan een versterkend effect op werk-gezin conflict verwacht worden, steunend op de idee dat een hoger aandeel betekent dat men meer tijd in het huishouden stopt dan de partner, waardoor er geen evenwicht is in de taakverdeling. Anderzijds kan een negatieve associatie met werk-gezin conflict het gevolg zijn van ’positieve zelfverrechtvaardiging’ (“Als ik iets vaak doe, of vaker doe dan mijn partner, moet dat zijn omdat ik het graag doe.”) (Bouazzaoui & Mullet, 2004; Brehm e.a., 2000). Het al dan niet inschakelen van externe hulp in het huishouden tenslotte is – net als kiezen voor parttime werk - in feite een copingmechanisme en kan derhalve gezien worden als een remmende factor voor werk-gezin conflict. Onderzoek wijst immers uit dat externe hulp voor een daling in het aantal gespendeerde uren aan huishoudelijke taken zorgt en op deze wijze ook in de ervaring van spillover (Voydanoff, 2002; Bellavia & Frone, 2005).

2.4. Type welvaartstaat Volgens de ecologische systeemtheorie kunnen sociale handelingen best begrepen worden door studie van de interactie tussen kenmerken van een persoon enerzijds en kenmerken van de omgeving anderzijds (Bronfenbrenner, 1989 In: Bellavia & Frone, 2005). Zo zou het type welvaartstaat de ervaring van werk-gezin conflict beïnvloeden en ook de impact van individuele effecten modificeren, via een differentiële beleidsvoering. Algemeen worden drie ideaaltypes van welvaartstaten erkend: de sociaaldemocratische-, de liberale- en de conservatieve welvaartstaat, welke zich van elkaar onderscheiden in hun beleidsmaatregelen die al dan niet geïmplementeerd worden met betrekking tot de rol van vrouwen in zowel de arbeidsmarkt als het familiale leven (Leitner & Wroblewski, 2006; Geist, 2005; Fuwa, 2004; Korpi, 2000). Binnen de sociaaldemocratische welvaartstaten neemt de overheid een groot deel van de zorgtaak van families op zich. Diverse kinderen ouderenopvangcentra worden georganiseerd door de staat, en dit voor iedereen die er gebruik van wenst te maken. Op deze manier tracht men vrouwen van een groot deel van de huishoudelijke taken te verlossen, waardoor meer tijd

DE SCHEIDINGSLIJN TUSSEN WERK EN GEZIN

267

ontstaat om buitenshuis te werken (Esping Andersen, 1996). Omdat de norm in deze landen het tweeverdienergezin is, kenmerken deze landen zich dan ook door een expliciet overheidsstreven naar gendergelijkheid en een progressieve genderideologie (Abrahamson & Wehner, 2003). In de liberale welvaartstaten wordt de grootste rol gelegd bij de markt en zorgt de staat slechts minimaal voor maatschappelijke diensten (Abrahamson & Wehner, 2003; Leitner & Wroblewski, 2006). Daarom worden ze ook wel de ‘marktgeoriënteerde landen’ genoemd. De staat gaat wel uit van gendergelijkheid, maar aangezien de markt instaat voor de organisatie van opvang ed., is er eerder sprake van genderdifferentiatie (Geist, 2005). In tegenstelling tot het universalistisch beleid van de sociaaldemocratische welvaartstaten, wordt in liberale welvaartstaten eerder een individualistisch beleid gevoerd, in die zin dat hulp enkel voorzien wordt voor wie er wettelijk recht op heeft en de noodzaak ervan kan bewijzen (Esping-Andersen, 1996). De conservatieve welvaartstaten tenslotte gaan nog het sterkst uit van een traditioneel rollenpatroon waarin de man buitenshuis, en de vrouw binnenshuis werkt - of hoogstens als tweede verdiener gaat werken. Gezien deze idee van geslachtsroldifferentiatie zorgt de staat dan ook slechts minimaal voor ondersteuning en diensten en helpt ze op die manier het traditioneel beeld van het nucleaire gezin te behouden (Esping-Andersen 1996; Korpi, 2000; Fuwa, 2004). Deze landen worden ook wel de ‘gezinsgerichte landen’ genoemd. Vlaanderen (België) maakt deel uit van deze laatste groep. Deze driedeling is in oorsprong gebaseerd op Esping-Andersen (1996), maar meer recente typologieën incorporeren ook een vierde type welvaartstaat, m.n. dat van de Mediterrane landen (Italië, Spanje, Portugal, Griekenland, Cyprus). Hoewel intern nog gedifferentieerd, is kenmerkend voor dit type de centrale positie van de familie. Sociale risico’s op het niveau van het individu dienen gedragen te worden door de familie. Sociale zekerheid is dan ook slechts rudimentair aanwezig, en wordt, net als de voorziening van minimum inkomens, niet zelden op het lokale niveau –en dus gefragmenteerd- georganiseerd (Arts & Gelissen, 2007; Trifletti, 1999). Deze types in ogenschouw genomen, zouden we dan ook kunnen verwachten dat er substantiële verschillen zijn in de ervaring van werk-gezin conflict, met de minste problemen van spillover in tweeverdienergerichte landen (sociaaldemocratische welvaartstaten), en de meeste problemen bij werkende vrouwen in de Mediterrane landen, gevolgd door de gezinsgerichte- of conservatieve welvaartstaten. Anderzijds toont onderzoek van van der Lippe, Jager en Kops (2006) aan dat een ondersteunende sociale context met een familievriendelijk beleid niet persé leidt tot minder rollenconflicten. Bovendien is het zo dat de scheidingslijnen tussen de types welvaartstaten vervagen en het gevoerde overheidsbeleid convergeert (Abrahamson & Wehler, 2003). Het is, met andere woorden, onduidelijk in hoeverre de al dan niet aanwezige verschillen in overheidsbeleid zich laten voelen in het dagelijkse leven van werkende vrouwen en mannen.

268 | Symoens & Bracke

3. Data en methode: 3.1. Data Voor dit onderzoek werd gebruik gemaakt van de dataset van het International Social Survey Programme (ISSP, 2002) over ‘Family and Changing Gender Roles’. Deze dataset bevat 46638 individuen (20640 vrouwen en 25955 mannen) uit 34 verschillende landen. De procedures voor steekproeftrekking verschillen voor de individuele landen: een deel zijn enkelvoudige, een deel trapsgewijs gestratificeerde random steekproeven. Dataverzameling gebeurde aan de hand van gestandaardiseerde vragenlijsten, op diverse wijzen: aan de hand van een interview (Oostenrijk, Spanje, Portugal, Cyprus, Zwitserland en Nederland), een interview met enquête (Groot-Brittannië, Duitsland, Vlaanderen en de Verenigde Staten), een postenquête (Australië, Noorwegen, Finland, Denemarken en Zweden), of een telefoonenquête (Frankrijk). De analyses werden uitgevoerd op een gedeelte van de steekproef van de ISSP2002. In de eerste plaats werden slechts enkele landen betrokken bij de studie. De selectie van de landen is gebaseerd op het werk van Korpi (2000), die een typologie van welvaartsstaten hanteert met betrekking tot de mate waarin een gezinsgericht-, marktgericht- of eerder tweeverdienergericht overheidsbeleid gevoerd wordt. Deze classificatie valt samen met de klassieke driedeling van de welvaartsstaten door Esping-Andersen (1996) in conservatieve, liberale en sociaaldemocratische welvaartsstaten. Vlaanderen, Frankrijk, Oostenrijk, Nederland en Duitsland (FLA, F, OOS, NL, GER) werden weerhouden als voorbeelden van het eerste type, Australië, de Verenigde Staten van Amerika, Groot-Brittannië en Zwitserland (AUS, USA, UK, CH) als vertegenwoordigers van het tweede type, en Denemarken, Noorwegen, Finland en Zweden (DK, N, FIN, S) als voorbeelden van het laatstgenoemde type welvaartsstaat. Daarnaast werd, zoals boven vermeld, ook geopteerd de Mediterrane welvaartstaten op te nemen in de studie. Vertegenwoordigers van deze groep zijn Spanje, Cyprus en Portugal (ESP, CY, POR). Bij de landenkeuze speelden ook enkele meer praktische overwegingen een rol. Zo ontbrak informatie over Wallonië. Bovendien werd beslist om de gegevens over Oost- en West- Duitsland samen te voegen om tegemoet te komen aan de nieuwe politieke realiteit van het ééngemaakte Duitsland en naar analogie ook met o.a. Brahamson & Wehner (2003) en het 4th European Working Conditions Survey (2007). Tenslotte konden sommige landen niet opgenomen worden omdat ze niet in de ISSP2002-data voorkomen, waaronder Italië, Griekenland en Canada. Respondenten werden vervolgens geselecteerd aan de hand van drie criteria: Ten eerste werden enkel de respondenten met betaald werk weerhouden, omdat het hebben van betaald werk – in onze definitie - een noodzakelijke voorwaarde is om werk-gezin conflict te kunnen ervaren. Ten tweede werden enkel respondenten ouder dan 24 en jonger dan 60 geselec-

DE SCHEIDINGSLIJN TUSSEN WERK EN GEZIN

269

teerd, omdat werkenden buiten deze leeftijdscategorie eerder als atypisch moeten worden beschouwd. Tenslotte focust de analyse ook enkel op die personen die samenwonen met een vaste levenspartner. Alleenstaanden worden met andere woorden niet opgenomen in de analyse. Deze keuze werd niet gemaakt omdat het thema irrelevant is voor deze groep – integendeel -, maar voornamelijk vanwege praktische overwegingen van databeschikbaarheid: voor diverse cruciale variabelen die in het model opgenomen werden is voor alleenstaanden immers geen data voorhanden. Dit leidt tot een uiteindelijke steekproef van 8741 personen, 4605 mannen en 4136 vrouwen. De steekproefomvang varieert van 378 (Verenigde Staten) tot 761 (Verenigd Koninkrijk).

3.2. Afhankelijke variabelen De scores op arbeid-gezin- en gezin-arbeid spillover werden bekomen door de scores op twee items samen te tellen2. Voor arbeid-gezin spillover zijn deze “Toen ik van het werk thuiskwam, was ik te moe om de noodzakelijke huishoudelijke taken te doen.”, en “Het was moeilijk voor mij om mijn huishoudelijke verplichtingen te vervullen door de tijd die ik op het werk doorbreng.”. Voor gezin-arbeid spillover zijn de items “Ik kwam te moe op het werk aan om goed te presteren wegens de huishoudelijke taken die ik had gedaan.”, en “Het was moeilijk om mij op het werk te concentreren wegens mijn huishoudelijke verplichtingen.”. De respondenten werden gevraagd aan te geven hoe vaak ze de voorbije drie maanden deze situaties ervaren hadden. De antwoorden variëren van nooit (=1) tot meerdere malen per week (=4). De interitemcorrelaties voor beide paren van items bedragen respectievelijk r = 0,54 (p< 0,001) en r = 0,52 (p < 0,001). De (gehercodeerde) scores op beide samengestelde indicatoren variëren van 1 (min.) tot 7 (max.). Werktevredenheid en gezinstevredenheid werden gemeten aan de hand van schaalvariabelen met 7 antwoordalternatieven, gaande van uitermate ontevreden (=1) tot uitermate tevreden (=7). Er werd gevraagd: “Alles bij elkaar genomen, hoe tevreden bent u met uw (hoofd)job/ uw gezinsleven?”. Beide indicatoren vertonen een matige associatie (r = 0,27; p< 0,001), wat er op wijst dat ze tevredenheid meten in twee te onderscheiden domeinen. 2

De afhankelijke variabelen zijn gebaseerd op weinig items, wat echter door databeschikbaarheid komt. Toch blijkt dat deze operationalisering moet volstaan gezien het feit dat voorbeelden van meer omvattende operationaliseringen -inz. WLC- minder voorkomend zijn (Stevens, Kiger en Riley, 2006; Mennino et al, 2005). Terwijl voorbeelden van operationaliseringen bestaande uit evenveel items (Van der Lippe et al, 2006; Thompson, Beauvais en Ly,ess;, 1999) of minder items (Keene en Quadagno, 2004; Voydanoff, 1988; The 4th European working conditions survey) legio zijn.

270 | Symoens & Bracke

3.3. Onafhankelijke variabelen Als onafhankelijken werden vooreerst geslacht opgenomen (man=0, vrouw=1), en geslachtsroloriëntatie, een schaalvariabele die gecreëerd werd door het gemiddelde te nemen van de antwoordscores op negen stellingen die peilen naar de houding tegenover geslachtsroldifferentiatie. Twee voorbeelden van uitspraken zijn: ‘Een baan is oké, maar de meeste vrouwen willen eigenlijk een huis en kinderen’ en ‘De taak van de man bestaat erin geld te verdienen, die van de vrouw om voor het huis en het gezin te zorgen’. Scores variëren van helemaal akkoord (=1) tot helemaal niet akkoord (=5). De samengestelde variabele kent een minimumscore van 1 (sterk traditioneel denken) en een maximumscore van 5 (sterk egalitair denken) en heeft een matig tot goede betrouwbaarheid met Cronbach’s alfa = 0,76. De gecorrigeerde item totale correlaties variëren tussen 0,28 en 0,58. Een beperkte vervanging van ontbrekende informatie werd toegepast door de gemiddelde score te berekenen voor alle cases die die geantwoord hebben op ten minste 4 stellingen. Als onafhankelijke gezinsgerelateerde determinanten werden opgenomen: het aantal inwonende kinderen jonger dan 18 jaar; de omvang van het huishoudelijke werk of het aantal uren dat men gemiddeld per week spendeert aan huishoudelijke taken; het eigen aandeel in het huishoudelijk werk (ontwikkeld volgens de methode van Sørensen & McLanahan (1987)3); de werkduur van de partner (categorische variabele: ‘niet werkend’, ‘deeltijds’, ‘voltijds’ of ‘geen informatie’4) en het al dan niet gebruik maken van externe huishoudelijke hulp (wie voor minstens één van vijf huishoudelijke taken beroep doet op externe hulp krijgt score 1, de rest 0). Een beperkte vervanging van ontbrekende informatie werd toegepast door de gemiddelde score te berekenen voor alle cases die informatie verstrekken voor ten minste 3 taken. Werkgerelateerde determinanten die in de studie opgenomen werden, zijn werkuren (het aantal uren men gemiddeld per week betaalde arbeid verricht), supervisie (dummy-variabele: 3

Twee maten, die een schatting geven van het gemiddelde aantal uren dat de respondent, respectievelijk zijn/haar partner, per week spendeert aan huishoudelijke taken, werden gebruikt om het relatieve aandeel te schatten. Volgens de methode van Sørensen & McLanahan (1987) werd dit relatieve aandeel berekend als: aandeel huishouden = HHurenrespondent/(HHurenrespondent + HHurenpartner) – HHurenpartner/(HHurenrespondent + HHurenpartner), waarbij HHuren staat voor aantal uren huishoudelijk werk per week. Deze indicator meet de mate waarin beide partners afhankelijkheid zijn van elkaars investering in het huishoudelijk werk. Een score van 1 betekent dat de partner 100% afhankelijk is, een score 0 toont aan dat beide partners evenveel investeren en een score van -1 wijst erop dat de respondent 100% afhankelijk is van zijn/haar partner.

Voor deze variabele werd de categorie ‘geen informatie’ toegevoegd aangezien Nederland geen informatie geeft hieromtrent en we Nederland in de analyses wensen te houden.

DE SCHEIDINGSLIJN TUSSEN WERK EN GEZIN

271

geen superviserende taak (=0), versus wel een superviserende taak (=1)), en sector van tewerkstelling (categorische variabele met 3 antwoordcategorieën: ‘overheid of social-profit sector’, ‘private sector’ en ‘zelfstandige’). Als controlevariabelen werden leeftijd5 (geoperationaliseerd in decennia) en opleidingsniveau (categorische variabele met 4 antwoordcategorieën: ‘geen diploma hoger secundair’, ‘hoger secundair’, ‘hoger onderwijs, niet universitair’, en ‘universitair onderwijs’) opgenomen. Op het tweede niveau werd vooreerst een maat voor het type welvaartstaat opgenomen; ook een categorische variabele met 4 antwoordcategorieën: ‘gezinsgerichte’ (=1: Duitsland, Oostenrijk, Nederland, Frankrijk en Vlaanderen), ‘marktgerichte’ (=2: Australië, de Verenigde Staten, Groot-Britannië en Zwitserland), ‘tweeverdienersgerichte’ (=3: Noorwegen, Zweden, Finland en Denemarken), en ‘Mediterrane’ (=4: Spanje, Portugal en Cyprus)). En tenslotte werd ook een maat die de gendercultuur van het land6 aangeeft opgenomen. Deze werd bekomen door per land de gemiddelde score op bovenvermelde indicator van geslachtsroloriëntatie te berekenen. Voor de totale steekproef werden zodoende 16 groepsgemiddelden gecreëerd.

3.4. Methode Gegeven het feit dat de aard van het onderzoeksopzet internationaal vergelijkend onderzoek is en dat de data als dusdanig ook hiërarchisch gestructureerd is, met personen geclusterd binnen landen, werd gekozen voor multilevel analyses. Alle analyses werden uitgevoerd gebruik makend van de ‘linear mixed-effects modeling’ procedure van SPSS 14. Steeds werd gebruik gemaakt van gewichten teneinde een controle in te bouwen voor design- en populatiedistributie effecten. Er werden telkens drie modellen geschat, gebruik makende van de maximum loglikelihood schatting. Ten eerste werd een nulmodel of baselinemodel zonder onafhankelijke variabelen geschat. Deze schatting laat toe na te gaan hoeveel verklaarde variantie in de afhankelijke variabele 5

Omdat we de geringste arbeid-gezin- en gezin-arbeid-spillover effecten en de hoogste tevredenheid verwachten bij jonge en oudere volwassenen (Fuwa, 2004), werd de variabele leeftijd gecentreerd door de scores te verminderen met het steekproefgemiddelde, en gekwadrateerd. In de regressievergelijkingen wordt zowel de gecentreerde variabele als zijn kwadraatterm opgenomen om deze niet-lineaire effecten te schatten.

Er werd geen gebruik gemaakt van de Gender-related Development Index (GDI), een maat die geconstrueerd werd door het United Nations Development Programme (UNDP) teneinde de ‘ontwikkeling’ in gelijkheid tussen man en vrouw te meten, aangezien deze maat gendergelijkheid weergeeft overheen dimensies als gezondheid, opleiding en inkomen; dimensies waarop dit onderzoek echter niet focust. Om dezelfde reden werd ook niet gekozen voor de Gender Equity Index (GEI) aangezien deze maat - naast een ‘empowerment-dimensie’ - ook focust op gendergelijkheid inzake opleiding en economische ontwikkeling. (bron: http://www.socialwatch.org/en/informeImpreso/pdfs/gei2005_eng.pdf)

272 | Symoens & Bracke

gesitueerd kan worden op het landenniveau. Dit is echter slechts bij benadering, aangezien er – statistisch gezien - onvoldoende variabelen op het landenniveau opgenomen zijn om 100% correcte schattingen te kunnen maken7. Vervolgens werd een individueel model geschat waarin, naast controlevariabelen, de werken familiegerelateerde factoren werden opgenomen; met inclusie van interactietermen. Voor de analyses naar werken gezinstevredenheid werden ook arbeid-gezin- en gezin-arbeid spillover als predictoren toegevoegd aan het model. Een dummy werden toegevoegd aan de covariatenlijst van de regressie om te controleren voor het effect van de substitutie van missende informatie met het steekproefgemiddelde voor de variabele ‘eigen aandeel in het huishoudelijk werk’ (D = 1 wanneer de waarde voor de variabele ongekend is en dus vervangen werd, en D = 0 wanneer deze wel gekend is (Paul e.a., 2003). Deze dummy wordt gebruikt om de hypothese te testen of de missende data wel MCAR (missing completely ad random) is. Indien significant, dan vormt de groep waarvoor deze data ontbreekt m.a.w. een atypische groep. Maar zelfs met deze dummy, kunnen de parameter schattingen nog steeds vertekend zijn (Jones 1996 In: Paul e.a., 2003). De niet-significante interactietermen werden nadien uit de vergelijking gehaald, evenals de controledummy - met uitzondering voor de analyses op familietevredenheid. In een derde en laatste stap werden enkele landenkenmerken aan de vergelijking toegevoegd. Dit gebeurde afzonderlijk voor type welvaartstaat en voor de gendercultuur van het land. De resultaten na invoeging van type welvaartstaat worden weergegeven in tabellen 1 en 2. De resultaten van de impact van gendercultuur in het land worden weergegeven in de tekst zelf. Tenslotte werden modellen geschat optimale, maar realistische, waarden voor het gemiddeld aantal arbeidsuren, het gemiddeld aantal uren huishoudelijke arbeid, het eigen aandeel in het huishouden en de geslachtsroloriëntatie opgenomen werden. Op deze wijze kan nagegaan worden wat de effecten zouden zijn van veranderingen in de sociale, werken familiegerelateerde condities van vrouwen en mannen. De bevindingen hiervan worden voor Vlaanderen besproken (zie ook tabel 3).

Dit probleem staat in de literatuur gekend onder de noemer ‘small N-problem’. Het is evenwel niet duidelijk in hoeverre dit een probleem vormt voor het internationaal vergelijkend onderzoek, met traditioneel een hoog aantal cases op het individuele niveau (Hox, april 2007).

DE SCHEIDINGSLIJN TUSSEN WERK EN GEZIN

273

4. Resultaten 4.1. Beschrijvende statistieken8 4.1.1. Individuele kenmerken De gemiddelde leeftijd van onze steekproef van buitenhuis werkende mannen en vrouwen met een partner is 42,8 jaar voor de mannen en 41,2 voor de vrouwen. Voor Vlaanderen is dit 43,4, respectievelijk 40,6 jaar. 40% van de mannen en 35% van de vrouwen in de totale steekproef heeft geen diploma hoger secundair onderwijs. Voor Vlaanderen is dit 28%, respectievelijk 21%. 35% van de mannen en 38% van de vrouwen uit de totale steekproef heeft hoger onderwijs genoten. Opvallend hier is het vrij grote geslachtsverschil in de Vlaamse steekproef: 46% van de vrouwen heeft hoger onderwijs genoten, tegenover slechts 35% van de mannen.

4.1.2. Familie- en werkgerelateerde factoren Uit de totale steekproef hebben 34% van de mannen en 33% van de vrouwen twee of meer inwonende kinderen jonger dan 18. Voor de Vlaamse steekproef bedragen deze percentage respectievelijk 28% en 36%. Met betrekking tot het verrichten van huishoudelijke arbeid zijn opvallende geslachtsverschillen merkbaar. Zo besteden mannen per week gemiddeld zo’n 7 uur aan huishoudelijke taken, terwijl vrouwen dit cijfer verdubbelen en afklokken op een goede 14 uur (t= -40,2; sig.t < 0.001) (zie tabel in Bijlage). Deze geslachtsverhoudingen zijn in Vlaanderen zelfs nog meer uitgesproken (χmannen= 8,3 uur versus χvrouwen= 18,3 uur; t= -9.86; sig.t <0,001). Opvallend is ook de hogere score van Vlaamse vrouwen in vergelijking met hun buitenlandse geslachtsgenoten. In het aandeel van het huishoudelijke werk dat de respondenten op zich nemen binnen het koppelhuishouden, worden deze bevindingen weerspiegeld: De gemiddelde scores van -0,39 voor mannen en 0,42 voor vrouwen laten zien dat Vlaamse mannen voor ongeveer 39 tot 42% van de tijd die nodig is om de huishoudelijke taken uit te voeren afhankelijk zijn van hun partner. Of anders gesteld: Vlaamse vrouwen nemen een aanzienlijk groter deel van het werk op zich. Deze percentages zijn iets groter dan deze van de totale steekproef, wat erop wijst dat de verdeling van de huishoudelijke dagtaak in Vlaanderen iets meer geslachtsongelijk is. Geslachtsverschillen zijn ook merkbaar in de uitoefening van supervisie op het werk: In de totale steekproef oefent 48% van de mannen, versus 27% van de vrouwen supervisie uit (Chi2(df=1)= 404,19, p < 0,001). Ook in Vlaanderen is dit geslachtsverschil merkbaar en even uitgesproken: 43% van de mannen en 23% van de vrouwen (Chi2(df=1)= 24,18; p < 8

Voor een overzicht van de beschrijvende statistieken verwijzen we naar de bijlage.

274 | Symoens & Bracke

0,001). 24% van de mannen en 38% van de vrouwen uit de totale steekproef werkt voor de overheid of social-profit sector. In de private sector is 59% van de mannen tewerkgesteld en 52% van de vrouwen. Cijfers voor Vlaanderen verschillen hier niet substantieel van. Bovendien blijken deze beschrijvende statistieken inzake de arbeidsduur van de partner de traditionele geslachtsrolhypothese te bevestigen. Het zijn immers vaak vrouwen die snoeien op het aantal arbeidsuren: ze gaan gemiddeld 10 uur minder uit werken, dan mannen (χmannen= 43,59 uur, versus χvrouwen= 33,98 uur, t= 39,97, sig.t < 0,001). Daarnaast geeft 26% van de mannen aan een partner te hebben die helemaal niet buitenshuis werkt en 20% heeft een partner die deeltijds werkt. Van de partners van de vrouwen kiest daarentegen amper 4% voor een deeltijdse functie en gaat slechts 8% niet uit werken. De Vlaamse cijfers zijn vergelijkbaar met deze algemene percentages, zij het dat de arbeidsparticipatiegraad van de partners van Vlaamse mannen nog wat lager is: ze werken vaker deeltijds of verrichten geen betaald werk. Hoewel alle respondenten betaalde arbeid verrichten, wordt toch opvallend weinig gebruik gemaakt van externe huishoudelijke hulp – ongeveer 14% van de Vlamingen, tegenover 9% van de rest van de steekproef (niet opgenomen in de tabel) . Inzake geslachtsroloriëntatie is het algemene gemiddelde voor de steekproef 3,53 (S.D.= 0,63) op een schaal van 0 (sterk traditioneel denken) tot 5 (sterk egalitair denken). Vrouwen vertonen ook een meer egalitaire geslachtsroloriëntatie (χvrouwen = 3,68; χmannen = 3,40 (t = -21,52; sig.t < 0.001)), en ook in Vlaanderen blijken vrouwen duidelijk meer geslachtsegalitair te denken (χvrouwen = 3,46; χmannen = 3,16; t = -5,99; sig.t < 0,001)) (zie tabel in bijlage). Opvallend is wel dat Vlamingen, in vergelijking met de rest van de steekproef, eerder traditioneel denken, wat ook weerspiegeld wordt in de maat voor gendercultuur. Vlaanderen haalt op deze variabele zelfs de laagste score (χ= 3,20) en kan dus als meest traditionele regio worden beschouwd. Noorwegen, Zweden en Denemarken daarentegen, zijn met gemiddelde scores van 23,6; 24 en 24,4 de landen met de meest egalitaire gendercultuur (niet opgenomen in de tabel).

4.2. Vlaamse scores in een internationaal perspectief Binnen de totale steekproef zijn weinig uitgesproken verschillen in werk-gezin conflict en tevredenheid tussen vrouwen en mannen merkbaar. Voor gezin-arbeid spillover kan wel een geslachtsverschil vastgesteld worden met een hogere subjectieve ervaring van spillover voor vrouwen (gemiddeld= 1,85 versus 1,65 voor mannen, t= -8,02; sig.t < 0,001), alsook voor gezinstevredenheid, met een hogere tevredenheid bij mannen (vrouwen:χ= 5,67 versus 5,79 voor mannen, t = -5,76; sig.t < 0,001) (zie tabel in bijlage). In de Vlaamse steekproef is enkel een geslachtsverschil waarneembaar voor gezin-arbeid spillover, maar dit is wel meer uitgesproken (vrouwen:χ= 1,87 versus 1,53 voor mannen, t = -3,54; sig.t < 0,001).

DE SCHEIDINGSLIJN TUSSEN WERK EN GEZIN

275

Het valt op dat zowel Vlaamse mannen als vrouwen meer arbeid-gezin spillover dan gezin-arbeid spillover ervaren. De invloed van stress op werk laat zich met andere woorden voelen na de werkuren, terwijl het omgekeerde minder het geval is. Bovendien blijkt dat bij vrouwen de combinatie werk-gezin moeilijker ligt. Zo geven ongeveer 48% van de vrouwen aan minstens meerdere keren per maand te moe te zijn om de noodzakelijke huishoudelijke taken te vervullen, tegenover ongeveer 45% van de mannen (niet opgenomen in een tabel). 80% van de mannen hebben het nooit moeilijk om zich op hun werk te concentreren wegens huishoudelijke verplichten, terwijl dit â€˜slechtsâ€™ voor ongeveer 64% van de vrouwen zo is (niet opgenomen in een tabel). T-tests op de gemiddelde schaalscores bevestigen dat Vlaamse vrouwen meer te maken hebben met gezin-arbeid spillover, dan Vlaamse mannen (zie boven). Tenslotte zijn werkende Vlamingen over het algemeen wel tevreden met hun werken hun gezinssituatie. En uit de vergelijking van de gemiddelde scores blijkt dat de waargenomen geslachtsverschillen op tevredenheid (zie bijlage) niet significant zijn Figuren 1.a tot 1.d visualiseren de landengemiddelden op de afhankelijken door ze met behulp van staafdiagrammen te rangschikken volgens oplopende grootte (volgens de gemiddelde scores voor vrouwen). Uit deze inter-landelijke vergelijking blijkt dat Vlaanderen relatief zwak scoort: het behoort - zowel voor mannen als vrouwen - tot de top 5 van landen met de hoogste arbeid-gezin spillover (figuur 1.a.). Voor wat betreft gezin-arbeid spillover komt Vlaanderen wel in de omgeving van het algemene landengemiddelde (figuur 1.b.). Vlaamse buitenshuis werkende vrouwen en mannen halen dan wel weer relatief lage scores op gezinstevredenheid (figuur 1.d.), want ook hier behoort Vlaanderen tot die 5 landen met de laagste tevredenheid. Ook wat betreft werktevredenheid bevindt Vlaanderen zich aan de minst positieve zijde van het spectrum, zij het iets minder uitgesproken negatief (figuur 1.c.). Hoewel niet alle verschillen statistisch significant zijn, situeert Vlaanderen zich voor geen enkele afhankelijke bij de betere helft. Figuur 1.a: ruwe gemiddelden voor arbeid-gezin spillover, geordend volgens grootte (vrouwen)

276 | Symoens & Bracke

Figuur 1.b: ruwe gemiddelden voor gezin-arbeid spillover, geordend volgens grootte (vrouwen)

Figuur 1.c: ruwe gemiddelden voor werktevredenheid, geordend volgens grootte (vrouwen)

Figuur 1.d: ruwe gemiddelden voor gezinstevredenheid, geordend volgens grootte (vrouwen)

DE SCHEIDINGSLIJN TUSSEN WERK EN GEZIN

277

4.3. Multilevel analyses: compositionele en structurele effecten Vraag is uiteraard of, en in hoeverre, bovenvermelde verschillen in de landengemiddelden het resultaat zijn van grondige verschillen in de samenstelling van de buitenhuiswerkende bevolking die samenwoont met een partner. De beschrijvende statistieken maken immers duidelijk dat de verschillende landelijke steekproeven van vrouwen en mannen niet enkel verschillen qua werk-gezin balans en tevredenheid; ook hun arbeid- en gezinssituaties blijken vaak grondig te verschillen. Door middel van een multilevel analyse gaan we na of deze inter-landelijke verschillen in spillover en tevredenheid kunnen worden gereduceerd tot verschillen in de samenstelling van de bevolking. Multilevel analyse laat immers toe de landengemiddelden te schatten rekening houdend met deze compositionele verschillen. Volgens de nulmodellen situeert 4,3% van de totale variantie in arbeid-gezin spillover zich tussen landen, terwijl dit voor gezin-arbeid spillover 7,3% is. Voor de werktevredenheid en gezinstevredenheid geven de nulmodellen schattingen van respectievelijk 2,2% en 1,9%. Systematische inter-landelijke verschillen in tevredenheid ontbreken met andere woorden grotendeels. Deze inter-landelijke verschillen zijn daarentegen wel heel uitdrukkelijk aanwezig voor gezin-arbeid spillover en, in mindere mate, eveneens voor gezin-arbeid spillover. Eerst trachten we zicht te krijgen op de relatieve impact van de verschillende werkgerelateerde en familiegerelateerde factoren op spillover en tevredenheid. Tabel 1 geeft de uitkomsten van de multilevel analyses voor arbeid-gezin- en gezin-arbeid spillover. Tabel 2 geeft de resultaten van de multilevel analyses op werken gezinstevredenheid. Maar eerst wordt nagegaan of bovenvermelde geslachtsverschillen in werk-gezin balans kunnen teruggebracht worden tot de verschillende werkomstandigheden en gezinssituaties van vrouwen en mannen.

4.3.1. Het belang van het geslacht Omdat de regressiemodellen in tabellen 1 en 2 eveneens enkele interactietermen met geslacht bevatten, laten ze geen éénduidige uitspraken over deze ‘gender-versus-structure’ hypothese toe. We beperken ons voor de toetsing daarvan dan ook tot regressiemodellen zonder inbegrip van interactietermen (geen tabel). De schattingen van deze modellen op de totale steekproef geven aan dat bovenvermelde verschillen tussen mannen en vrouwen grotendeels overeind blijven. Gecontroleerd voor de werken gezinssituatie, rapporteren vrouwen immers zowel meer arbeid-gezin spillover (p.e.= -0,48; t= -8,17; sig. t < 0,001) als gezin-arbeid spillover (p.e.= -0,164; t= -4,22; sig. t < 0,001). Daarentegen blijken vrouwen wel meer tevreden te zijn met hun werk (p.e.= -0,154; t = -4,08; sig. t < 0,001). Met betrekking tot familietevredenheid is er geen significant verschil tussen vrouwen en mannen vastgesteld. Met andere woorden, ongeacht hun werken gezinssituatie ervaren werkende vrouwen meer spillover, maar rapporteren ze eveneens een hogere werktevredenheid.

278 | Symoens & Bracke

4.3.2. Arbeid-gezin- en gezin-arbeid spillover: werken gezinsgerelateerde determinanten Tabel 1 geeft de uitkomsten weer van de schatting van het regressiemodel op het individuele niveau, aangevuld met de indicator van het type welvaartsstaat voor zowel arbeid-gezin- als gezin-arbeid spillover. Één algemene conclusie kunnen we reeds trekken uit deze analyses: de hypothese dat werkgerelateerde factoren een impact hebben op arbeid-gezin spillover terwijl vooral familiegerelateerde factoren gezin-arbeid spillover beïnvloeden klopt niet. We zetten de voornaamste bevindingen op een rijtje. Eerst besteden we aandacht aan de invloed van de gezinscondities, daarna bekijken we de effecten van de werkomstandigheden. Volledig in lijn met bovenvermelde hypothese is de vaststelling dat vrouwen en mannen met thuiswonende kinderen meer gezin-arbeid spillover ervaren. Uit het interactie effect blijkt dat dit evenwel meest uitgesproken voor vrouwen is. De impact van het aantal kinderen op arbeidgezin spillover is niet significant. De effecten van de andere gezinsgerelateerde indicatoren nuanceren diezelfde hypothese evenwel. Zo blijkt dat personen die een grotere relatieve bijdrage leveren in het huishouden naast meer gezin-arbeid spillover, net mínder arbeid-gezin spillover rapporteren. Deze bevinding lijkt op het eerste gezicht contradictorisch, maar kan vermoedelijk verklaard worden door de veronderstelde richting van de causaliteit om te keren: zij die weinig arbeid-gezin spillover ervaren, nemen een groter aandeel in het huishouden op hun schouders. Gebruik maken van externe hulp in het huishouden, tenslotte, blijkt de ervaring van arbeidgezin conflict in te dijken met 0,18 schaaleenheden. Dat een gebrek aan tijd een belangrijke oorzaak van werk-gezin conflicten is, blijkt uit het feit dat zowel het aantal uren dat men per week spendeert aan huishoudelijk werk, als het aantal uren men per week besteedt aan betaald werk, significante predictoren van beide vormen van werk-gezin conflict zijn. Elk extra uur huishoudelijk werk doet de ervaring van beide vormen van spillover toenemen. Maar de toename in werk-gezin spillover is enkel voelbaar voor vrouwen: per extra uur huishoudelijk werk neemt de gemiddelde score voor vrouwen met 0,012 toe, terwijl er bij de mannen geen toename is (p.e.man*huishouduren = -0,014; s.e. = 0,005; p<0,01). Ook elk extra uur betaald werk heeft impact op de ervaring van beide vormen van spillover, hoewel de invloed op arbeid-gezin spillover meer uitgesproken is. En ook hier is het verschil meer uitsproken bij vrouwen: per 10 extra werkuren neemt de gemiddelde score op gezin-arbeid spillover bij hen toe met 0,15 schaaleenheden, terwijl deze toename bij mannen slechts één derde ervan bedraagt (p.e.man*werkuren = -0,010; s.e. = 0,002; p<0,001). Deze bevinding bevestigt de stelling dat vrouwen met een voltijdse baan minder goed in staat zijn op de werkvloer de drukte van het gezinsleven achter zich te laten.

DE SCHEIDINGSLIJN TUSSEN WERK EN GEZIN

279

Tabel 1: Arbeid-gezin spillover en gezin-arbeid spillover: determinanten op het individuele en het landenniveau. Arbeid-gezin Gezin-arbeid spillover spillover p.e. (s.e.) sig. p.e. (s.e.) sig. Parameter Intercept 2,975 (0,282) *** 2,107 (0,0194) *** Factoren op het individuele niveau Man (vrouw=ref.cat.) -0,321 (0,161) * 0,092 (0,157) Gezinsgerelateerde factoren Aantal kinderen jonger dan 18jaar 0,020 (0,021) 0,103 (0,019) *** Gemiddeld aantal uren huishoudelijk werk per week 0,012 (0,003) *** 0,013 (0,002) *** Eigen aandeel in het huishoudelijke werk -0,158 (0,065) * 0,098 (0,043) * Hulp in het huishouden (geen hulp=ref.cat.) -0,177 (0,070) * -0,004 (0,062) Werkgerelateerde factoren Aantal uren betaald werk per week 0,036 (0,002) *** 0,015 (0,002) *** Supervisie (geen supervisie=ref.cat.) 0,249 (0,042) *** 0,02 (0,028) Sector van tewerkstelling (zelfstandig=ref.cat.) Overheid of social profit sector 0,302 (0,106) ** -0,004 (0,045) Private sector 0,173 (0,102) -0,021 (0,041) Controlevariabelen Leeftijd (c) -0,039 (0,034) -0,062 (0,015) *** Leeftijd (c2) -0,059 (0,025) * -0,025 (0,016) Opleidingsniveau (universitair=ref.cat.) Geen of lager secundair -0,271 (0,058) *** 0,035 (0,056) Hoger secundair -0,304 (0,058) *** -0,032 (0,055) Hoger onderwijs, niet universitair -0,148 (0,066) * 0,026 (0,060) Attitudemaat geslachtsroloriĂŤntatie -0,145 (0,034) *** -0,169 (0,023) *** Interacties op het individuele niveau Man*aantal uren huishoudelijk werk -0,014 (0,005) ** Man*leeftijd (c) -0,014 (0,004) *** Man*overheid of social profit sector -0,383 (0,136) ** Man*private sector -0,194 (0,127) Man*aantal uren betaalde arbeid -0,010 (0,002) *** Man*aantal kinderen jonger dan 18 -0,061 (0,024) * Man*geen diploma of lager secundair -0,297 (0,072) *** Man*diploma hoger secundair -0,190 (0,073) ** Man*diploma hoger onderwijs, niet universitair -0,206 (0,084) *

280 | Symoens & Bracke

Factoren op landenniveau Landengroepen (Mediterrane landen=ref.cat.) Familiegeoriënteerde landen Marktgerichte landen Tweeverdienersgerichte landen Interacties op landenniveau Man*familiegeoriënteerde landen Man*marktgerichte landen Man*tweeverdienersgerichte landen

-0,297 (0,261) -0,347 (0,258) -0,412 (0,257) 0,290 (0,121) 0,148 (0,125) 0,373 (0,119)

-0,506 (0,178) -0,379 (0,177) -0,666 (0,176) * **

* (*) **

0,290 (0,077) *** 0,235 (0,083) ** 0,400 (0,079) ***

*p ≤ 0,05 **p ≤ 0, 01 ***p ≤ 0,001 (*) 0,05 < p ≤ 0,055 Werk-gezin spillover: Log-Likelihoods: 32584,674 (nulmodel), 26105,016 (bovenstaand model) Gezin-werk spillover: Log-Likelihoods: 25338,447 (nulmodel), 20535,693 (bovenstaand model) Gecontroleerd werd voor werkduur van de partner (en man*geen hhhulp; man*aantal uren hhwerk) Bij de werkgerelateerde condities blijken ook de sector van tewerkstelling en de plaats die men inneemt in de hiërarchie relevant. Ten eerste is de sector van tewerkstelling voor zowel arbeidgezin als gezin-arbeid spillover belangrijk, evenwel hoofdzakelijk voor vrouwen. Dit laatste leiden we af uit het samengaan van een direct effect van ‘sector van tewerkstelling’ met een significant interactie-effect met geslacht. In vergelijking met zelfstandigen (de referentiecategorie) ervaren vrouwen die tewerkgesteld zijn in de overheid en de social-profit sector meer arbeid-gezin spillover. Ten tweede wijzen de analyses uit dat personen in een superviserende functie, meer arbeid-gezin spillover ervaren dan personen die niet in een dergelijke functie zitten. De werklast die voortspruit uit verantwoordelijkheid op het werk, kan met andere woorden thuis moeilijk genegeerd worden. Personen met een meer geslachtsegalitaire houding ervaren minder spillover. Elke toename in geslachtsegalitair denken met één schaaleenheid, doet de ervaring van arbeid-gezin spillover met 0,15 schaaleenheden dalen, terwijl deze van gezin-arbeid spillover vermindert met 0,17. Geslachtsverschillen zijn afwezig. Tenslotte merken we dat zowel bij vrouwen als bij mannen de ervaring van arbeid-gezin spillover afneemt met ouder worden en dat deze afname het meest uitgesproken is bij mannen. Verder blijken personen met een universitair diploma (=referentiecategorie) significant meer spillover te ervaren. Tenslotte blijken hooggeschoolde vrouwen met meer gezin-arbeid spillover geconfronteerd te worden dan hooggeschoolde mannen. Samenvattend kunnen we besluiten dat werkgerelateerde- en gezinsgerelateerde factoren beide vormen van spillover beïnvloeden. Arbeid-gezin spillover is hoofdzakelijk functie van

DE SCHEIDINGSLIJN TUSSEN WERK EN GEZIN

281

het al dan niet ontvangen van hulp in het huishouden, van de omvang van het eigen aandeel in het huishouden, van het al dan niet bekleden van een superviserende functie, en –in zeer belangrijke mate- van het niveau van genoten onderwijs. Op gezin-arbeid spillover heeft voornamelijk het aantal kinderen in het huishouden een invloed, naast de omvang van het eigen aandeel in het huishouden. De ervaring van spillover is, tenslotte, eveneens functie van iemands geslachtsroloriëntatie.

4.3.3. Inter-landelijke verschillen in werk-gezin en gezin-werk spillover Bij de aanvang van de bespreking van de resultaten werd reeds aangetoond dat Vlaanderen eerder zwak scoort wat betreft de werk-gezin balans in vergelijking met de 15 andere landen uit de steekproef, voornamelijk met betrekking tot arbeid-gezin spillover. Duidelijk was bovendien dat de meeste sociaaldemocratische welvaartsstaten zich op houden aan de gunstige zijde van de verdeling, terwijl Vlaanderen zich aan de minder gunstige zijde in het gezelschap bevindt van enkele liberale welvaartsstaten en Mediterrane landen. In de laatste fase van de multilevel analyse wordt nagegaan of deze landenverschillen toe te schrijven zijn aan verschillen in de compositie van de werkende en samenwonende bevolking, en of er inderdaad systematische verschillen tussen deze types van welvaartsstaten voorkomen. De resultaten van deze oefening staan vermeld onderaan in tabel 1. Ook een interactieterm met geslacht werd toegevoegd aan de vergelijking. De meest systematische verschillen tussen landengroepen situeren zich duidelijk op het domein van gezin-arbeid spillover. In vergelijking met de Mediterrane landen ervaren de drie andere groepen significant minder gezin-arbeid spillover. De interactie-effecten met geslacht tonen bovendien aan dat deze verschillen doorgaans het grootst zijn voor vrouwen –al mist de huidige analyse, met slechts 16 landen in de steekproef, uiteraard de statistische kracht nodig om de significantie van middengrote of kleinere verschillen aan te tonen. Bijkomende analyses, die de invloed van de dominante gendercultuur op de ervaring van spillover schatten, tonen aan dat – onafhankelijk van de persoonlijke geslachtsroloriëntatie – in landen met een meer egalitaire gendercultuur het verschil in de ervaring van arbeid-gezin- en gezin-arbeid spillover tussen mannen en vrouwen kleiner wordt. Dit door een lichte afname van spillover bij de vrouwen, gecombineerd met een lichte toename bij de mannen. (geen tabel: Arbeid-gezin spillover: p.e.man= -0,48; t= -8,17; sig.t < 0,001, p.e.gendercultuur= -0,34; s.e.= 0,534; p= 0,534 (n.s) en p.e.man*gendercultuur = 0,67; s.e.= 0,259; p= 0,01. Gezin-arbeid spillover: p.e.man= -0,164; t= -4,22; sig. t < 0,001p.e.gendercultuur = -0,80, s.e.= 0,416; p= 0,07 (n.s) en p.e.man* gendercultuur = 0,53, s.e. =0,164; p= 0,001).

282 | Symoens & Bracke

4.3.4. Werk- en gezinstevredenheid: werken gezinsgerelateerde determinanten Tabel 2 geeft de onderzoeksbevindingen weer van de schatting van het regressiemodel op het individuele niveau, aangevuld met het type welvaartstaat, voor zowel werktevredenheid als gezinstevredenheid. Voor beide maten van tevredenheid wordt nagegaan welke de meest beĂŻnvloedende factoren zijn, en vooral, wat de impact is van arbeid-gezin- en gezin-arbeid spillover. De hypothese van een omgekeerde relatie tussen de ervaring van spillover enerzijds en werken gezinstevredenheid anderzijds, wordt bevestigd. Zowel arbeid-gezin als gezin-arbeid spillover hebben een negatieve invloed op de ervaring van werktevredenheid ĂŠn gezinstevredenheid. Alle relaties zijn significant op het 0,001 niveau. Arbeid-gezin conflict heeft met andere woorden een niet te miskennen impact op het welbevinden van buitenhuis werkende vrouwen en mannen. Beide vormen van spillover dragen bij tot een afname van de levenskwaliteit, zij het dat arbeid-gezin spillover meest invloed heeft op werktevredenheid (p.e.= 0,107 versus 0,071 op familietevredenheid) en gezin-arbeid spillover wat sterker de gezinstevredenheid beroert (p.e.= 0,115 versus 0,075 op werktevredenheid). Hoewel de studie van de individuele determinanten van tevredenheid niet centraal staat in de huidige probleemstelling worden toch even de voornaamste resultaten opgesomd. Ook hier is immers duidelijk dat de hypothese dat werkgerelateerde factoren enkel een impact hebben op werktevredenheid en familiegerelateerde factoren enkel de gezinstevredenheid beĂŻnvloeden, niet kan worden weerhouden. Dit blijkt reeds uit het feit dat het aantal kinderen in het huishouden geen significante impact heeft op familietevredenheid, maar wel de werktevredenheid verhoogt. Vrouwen met een partner die niet uit werken gaat, hebben een lagere gezinstevredenheid dan vrouwen met een partner die wel uit werken gaat. Maar mannen met een partner die niet buitenshuis werkt, scoren dan weer gemiddeld hoger op werktevredenheid.

DE SCHEIDINGSLIJN TUSSEN WERK EN GEZIN

283

Tabel 2: Werktevredenheid en gezinstevredenheid: factoren op het individuele en landenniveau WerkGezinstevredenheid tevredenhied p.e. (s.e.) sig. p.e. (s.e.) sig. Parameter 5,942 (0,180) *** 6,412 (0,166) *** Intercept Factoren op het individuele niveau Man (vrouw=ref.cat.) -0,152 (0,130) -0,561 (0,185) ** Werk-gezin spillover -0,107 (0,008) *** -0,071 (0,007) *** Gezin-werk spillover -0,075 (0,016) *** -0,115 (0,014) *** Gezinsgerelateerde factoren Aantal kinderen jonger dan 18jaar 0,03 (0,013) * 0,007 (0,011) Aantal uren huishoudelijk werk 0,004 (0,002) * 0,002 (0,001) Eigen aandeel in het huishoudelijke werk -0,093 (0,041) * -0,444 (0,051) *** Substitutie voor huishoudaandeel (geen substitutie=ref.cat.) -0,308 (0,069) *** Werkduur van de partner (voltijds= ref.cat.) Niet werkend -0,210 (0,123) -0,187 (0,097) (*) Geen informatie -0,296 (0,138) * -0,173 (0,110) Deeltijds -0,086 (0,104) 0,014 (0,080) Werkgerelateerde factoren Gemiddeld aantal uren betaald werk per week 0,005 (0,001) *** 0,000 (0,001) Supervisie (geen supervisie=ref.cat.) 0,208 (0,027) *** 0,080 (0,023) *** Sector van tewerkstelling (zelfstandige=ref.cat.) Overheid of social profit sector -0,235 (0,044) *** -0,132 (0,037) *** Private sector -0,339 (0,040) *** -0,120 (0,034) *** Controlevariabelen Leeftijd (c) 0,063 (0,013) ** -0,104 (0,013) *** Leeftijd (c2) 0,019 (0,016) 0,045 (0,013) *** Opleidingsniveau (universitair=ref.cat.) Geen of lager dan hoger secundair -0,143 (0,037) *** 0,050 (0,031) Hoger secundair -0,076 (0,037) * 0,014 (0,031) Hoger onderwijs, niet universitair -0,035 (0,042) -0,032 (0,035) Attitudemaat GeslachtsroloriĂŤntatie 0,047 (0,022) * -0,073 (0,027) **

284 | Symoens & Bracke

Interacties op het individuele niveau Man*leeftijd (c) Man*niet werkende partner Man*(geen informatie over werkduur partner) Man*deeltijds werkende partner Man*geslachtsroloriëntatie Man*aandeel in het huishoudelijk werk Man*substitutie voor aandeel in het huishouden Landengroepen Landengroep (Mediterrane landen=ref.cat.) Familiegeoriënteerde landen Marktgerichte landen Tweeverdienersgerichte landen Interacties op het landenniveau Man*familiegerichte landen Man*marktgerichte landen Man*tweeverdienersgerichte landen

-0,009 (0,003) *** 0,336 (0,123) ** 0,252 (0,139) 0,020 (0,103)

0,199 (0,104) 0,095 (0,117) -0,070 (0,087) 0,194 (0,036) 0,279 (0,067) -0,291 (0,096)

(*)

*** *** **

-0,093 (0,110) 0,083 (0,108) -0,125 (0,107)

-0,126 (0,071) 0,034 (0,069) -0,147 (0,068) *

0,017 (0,078) -0,199 (0,080) * 0,072 (0,075)

0,082 (0,066) 0,069 (0,067) 0,154 (0,064) *

*p ≤ 0,05 **p ≤ 0, 01 ***p ≤ 0,001 (*) 0,05 < p ≤ 0,055 Werktevredenheid: Log-Likelihoods: 25863,106 (nulmodel), 19609,911 (bovenstaand model) Gezinstevredenheid: Log-Likelihoods: 23284,946 (nulmodel), 17328,533 (bovenstaand model) Gecontroleerd werd voor externe hulp in het huishouden (en man*geslachtsroloriëntatie).

Andere gezinsgerelateerde factoren die tevredenheid beïnvloeden zijn de tijd die men spendeert aan huishoudelijke taken en het eigen aandeel in het huishoudelijke werk9. Zo neemt per extra uur huishoudelijke werk de werktevredenheid gemiddeld met 0,004 schaaleenheden toe, maar neemt tevredenheid af naarmate het relatieve aandeel in het huishoudelijke werk toeneemt. Dit zijn belangrijke bevindingen: Ze tonen aan dat extra huishoudelijk werk positieve gevolgen heeft voor het welbevinden, als (a) dit extra werk niet leidt tot een toename van werk-gezin conflicten en (b) het samengaat met een billijke verdeling van de huishoudelijke arbeid. Ook verschillende werkgerelateerde factoren beïnvloeden beide maten van tevredenheid. Zo wordt een hogere tevredenheid met zowel het werk- als gezinsleven vastgesteld bij personen 9

Omdat een groep van respondenten voor wie het steekproefgemiddelde toegekend werd omdat ze op deze indicator missing hadden, een lagere gezinstevredenheid hebben en daardoor significant blijken te verschillen van de overige respondenten (p.e.= 0,308; s.e.= 0,069; p< 0,001) is enige voorzichtigheid bij de interpretatie van de resultaten geboden.

DE SCHEIDINGSLIJN TUSSEN WERK EN GEZIN

285

in een superviserende functie, alsook bij zelfstandigen. Gezegd moet echter wel dat deze werkomstandigheden steeds meest invloed uitoefenen op de werktevredenheid. Tenslotte rapporteren ook personen die meer arbeidsuren presteren een hogere werktevredenheid, maar geen hogere gezinstevredenheid. Verder merken we dat er zowel voor mannen als voor vrouwen een afname in de gezinstevredenheid is, gevolgd door een toename op latere leeftijd. Deze toename kan te wijten zijn (a) aan selectie-effecten, waarbij ontevreden koppels scheiden en dus uit de steekproef verdwijnen, of (b) aan een afname in verantwoordelijkheden. Rond de leeftijd van 35 à 40 jaar klitten immers vele extra verantwoordelijkheden samen, zoals de opvoeding van kinderen, het afbetalen van een huis, het verzilveren van de carrière, eventueel reeds de zorg voor zorgbehoevende familieleden, enz. Uit een significant interactie-effect met geslacht blijkt bovendien dat ook de werktevredenheid toeneemt bij vrouwen, maar niet bij mannen; vermoedelijk omdat deze verantwoordelijkheden dikwijls nog op hun schouders terechtkomen. Personen met een universitair diploma zijn ook meer tevreden met hun werksituatie dan personen zonder diploma hoger onderwijs, maar een relatie met gezinstevredenheid is er niet. Personen met een meer egalitaire geslachtsroloriëntatie zijn doorgaans meer tevreden met hun werk. Daar tegen over staat dat vrouwen met een meer egalitaire geslachtsroloriëntatie gemiddeld minder tevreden zijn met hun familiale leven, terwijl deze egalitaire geslachtsattitude bij mannen net geassocieerd is met een hogere gezinstevredenheid. Aangezien de huidige steekproef enkel bestaat uit buitenshuis werkende vrouwen en mannen, kunnen we uit deze geslachtsdifferentiële effecten afleiden dat er nog steeds sprake is van een omgekeerde ‘cultural lag’ wat betreft de gelijkschakeling van de sociale posities van vrouwen en mannen. De concrete werken gezinssituatie - en de combinatie van beiden - van vrouwen en mannen hinkt achter op hun moderne geslachtsegalitaire houding.

4.3.5. Inter-landelijke verschillen in werken gezinstevredenheid Tenslotte werd ook hier nagegaan of landenverschillen in werken gezinstevredenheid terug te brengen zijn tot verschillen in de compositie van de werkende, samenwonende bevolking. Om een schatting van de geslachtsdifferentiële impact van type van welvaartsstaat toe te laten, werd ook een interactieterm met geslacht opgenomen. Na controle voor compositionele effecten blijken de marktgerichte landen een specifieke groep te zijn: zowel wanneer de Mediterrane landen als referentie genomen worden, als wanneer de familiegerichte landen als referentie genomen worden (geen tabel), scoren de mannen uit de marktgerichte welvaartstaten lager voor werktevredenheid. In vergelijking met familiegerichte landen, hebben marktgeoriënteerde landen wel een hogere gemiddelde gezinstevredenheid. En in vergelijking met de Mediterrane groep zijn het dan weer de vrouwen uit de tweeverdienersgerichte landen die beduidend lager scoren op gezinstevredenheid. Tenslotte blijkt gendercultuur, na het invoeren van deze maat

286 | Symoens & Bracke

op het tweede niveau, ook hier geen significante voorspeller, noch voor de werktevredenheid, noch voor de gezinstevredenheid (geen tabel).

4.4. Schattingen voor een meest optimale Vlaamse situatie Verschillende werken gezinsgerelateerde condities beïnvloeden de ervaring van werk-gezin conflict en bepalen de arbeids- en de gezinstevredenheid. Bovendien tonen bovenstaande analyses aan dat een substantieel deel van de inter-landelijke variantie in werk-gezin balans en in werktevredenheid te wijten is aan compositionele (werkgerelateerde en familiegerelateerde) factoren. De vraag die bijgevolg en ter afsluiting gesteld kan worden, is hoe het met de ervaring van werk-gezin conflict en met de werken de gezinstevredenheid van de Vlaamse buitenhuiswerkende vrouwen en mannen zou zijn onder meer optimale arbeids- en gezinsomstandigheden. Onder optimale condities worden de meeste gunstige, reëel voorkomende landengemiddelden verstaan, die volgens de multilevel regressiemodellen (zie tabellen 1 en 2) de afhankelijke variabelen in meest gunstige zin beïnvloeden. Zo kunnen we ons bijvoorbeeld afvragen hoe het zou gesteld zijn met de ervaring van werk-gezin conflict in Vlaanderen mochten Vlamingen een even egalitaire geslachtsroloriëntatie hebben als de Denen. Deze schatting kan ons een realistische indicatie geven van welke verbetering in de ervaring van werk-gezin conflict haalbaar is in Vlaanderen. Om de discrepantie tussen de geobserveerde en de geschatte waarden onder optimale condities op de afhankelijke variabelen naar waarde te kunnen schatten worden effect-scores of d-scores berekend. Een gangbare manier om effect-scores te berekenen is door de absolute waarde van het verschil tussen beide gemiddelden te delen door de standaard afwijking (Wolf, 1997). Hoewel een absolute standaard om dergelijke d-scores te evalueren ontbreekt, worden een d-score van 0.2 als een klein effect, een score van 0.5 als een medium effect en een dscore van 0.8 als een groot effect beschouwd (Cohen, 1977). Eerst wordt een realistische, optimale schatting gemaakt voor arbeid-gezin spillover en gezinarbeid spillover. Vervolgens wordt de Vlaamse scores op werktevredenheid en gezinstevredenheid geschat onder de meest optimale werk-gezin balans. Niet alle covariaten komen echter in aanmerking voor een realistische stimulatie. Enkel veranderlijken met een significante en substantiële impact kunnen gesimuleerd worden. En bovendien moeten de sociale condities waarnaar ze verwijzen ‘maakbaar’ zijn, en voorwerp kunnen uitmaken van overheidsmaatregelen. Voor vijf factoren werden optimale waarden ingevoerd in de regressiemodellen: ‘aantal uren huishoudelijk werk’, ‘het eigen aandeel in het huishouden’, ‘aantal uren betaalde arbeid’, ‘het inschakelen van externe hulp in het huishouden’ en ‘geslachtsroloriëntatie’. Voor ‘aantal uren huishoudelijk werk’, een variabele die beide vormen van spillover in de hand werkt, werd de

DE SCHEIDINGSLIJN TUSSEN WERK EN GEZIN

287

laagste score van 7,86u opgenomen. Dit is het gemiddelde aantal uren dat men in Noorwegen per week spendeert aan huishoudelijke taken. Gezien ook het negatieve effect van ‘aantal uren betaalde arbeid’ op spillover, werd ook hiervoor het laagste landengemiddelde, dit van Nederland (33,37u per week), geselecteerd. Het optimale relatieve aandeel in het huishoudelijke werk werd vastgelegd op 0,011. Deze Finse score is de meest realistische, egalitaire verdeling van het huishoudelijke werk. Van externe hulp in het huishouden blijkt het meeste gebruik gemaakt te worden in Cyprus: 33% van de steekproefselectie schakelt extra hulp in, tegenover 13% van de Vlamingen. Deze Cypriotische score werd ingebracht. Tenslotte werd ook voor de meest realistische, egalitaire geslachtsroloriëntatie gebruik gemaakt van het Deense landengemiddelde van 3,91. De resultaten van deze simulaties staan weergegeven in tabel 3. Deze tabel bevat de Vlaamse geobserveerde groepsgemiddelden en hun standaard afwijkingen, samen met de geschatte optimale groepsgemiddelden en hun standaardfout, en in de rechtse kolom de effect-scores (d-scores). Tabel 3: Schattingen voor veranderingen in spillover en tevredenheid in Vlaanderen onder een meest optimale situatie. χ Std. Afw (geχ Std. Fout Geobserveerd observeerd) optimaal (optimaal) d-scores Arbeid-gezin spillover man 3,64 1,874 2,918 0,108 -0,39 vrouw 3,70 1,685 3,399 0,113 -0,18 Gezin-arbeid spillover man 1,53 0,993 1,540 0,078 0,01 vrouw 1,78 1,202 1,765 0,075 -0,01 Werktevredenheid man 5,32 0,891 5,235 0,053 -0,08 vrouw 5,15 0,974 5,331 0,056 0,19 Gezinstevredenheid man 5,68 0,851 5,766 0,050 0,10 vrouw 5,57 0,860 5,616 0,053 0,05 De effect-scores tonen aan dat onder meer optimale condities vooral Vlaamse mannen enige verbetering in de ervaring van arbeid-gezin spillover kunnen verwachten, maar ook voor Vlaamse vrouwen is een (geringe) gunstige evolutie in de ervaring van arbeid-gezin spillover mogelijk. Een afname van de arbeid-gezin spillover is dus mogelijk, maar kan vooral mannen tengoede komen. Er is blijkbaar geen speelruimte voor een afname van de ervaring van gezinarbeid spillover Vlaamse vrouwen zouden onder deze meer ideale omstandigheden bovendien ook kunnen rekenen op een toename van hun werktevredenheid (Het geschatte d-effect van 0,19 in de toename in werktevredenheid is zeer conservatief omdat geen rekening wordt gehouden met de afname in gezin-arbeid spillover). Een belangrijke bevinding is evenwel dat de sociale

288 | Symoens & Bracke

condities die de ervaring van werk-gezin conflict bij vrouwen én mannen gunstig beïnvloeden en die ook op de werktevredenheid van vrouwen een positief effect hebben, mogelijks leiden tot een, weliswaar geringe, afname van de werktevredenheid van mannen. Wellicht is hier sprake van een zero-sum game tussen partners: een verbetering van de levenskwaliteit van buitenhuiswerkende vrouwen gaat samen met een lichte afname van de werktevredenheid van hun partner. Er vallen slechts geringe verbeteringen in de gezinstevredenheid te verwachten, ondanks het feit dat Vlaanderen op deze dimensie reeds vrij slecht scoort. Over het algemeen zijn de effectscores echter vrij klein. Dit komt omdat de simulaties beperkt werden tot realistische, meer optimale condities. Ze tonen wel aan dat wijzigingen in de sociale condities van Vlaamse vrouwen en mannen een beperkt – doch niet onbelangrijk - effect kunnen hebben op de ervaring van spillover.

5. Conclusie Arbeid-gezin conflict wordt omschreven als het directe resultaat van de onverenigbaarheid van de eisen die voortkomen uit de werksituatie enerzijds en het gezinsleven anderzijds (Crompton & Lyonette, 2006). Stress is de belangrijkste uitingsvorm. Conceptueel wordt doorgaans een opsplitsing gemaakt in arbeid-gezin spillover - om aan te geven wanneer het werk het gezinsleven binnendringt - en in gezin-arbeid spillover - wanneer gezinsgerelateerde zaken het werk binnendringen (Higgins, Duxbury & Johnson, 2000; Duxbury & Higgins, 2003). Vrouwen zouden het meeste werk-gezin conflict ervaren. Dit omdat de verantwoordelijkheid voor diverse huishoudelijke taken en de zorg voor de kinderen dikwijls nog bij de vrouw gelegd wordt, ondanks hun toenemende arbeidsparticipatie. In de literatuur wordt aangegeven dat de ervaring van werk-gezin conflict beïnvloedt wordt door zowel werkgerelateerde- als gezinsgerelateerde factoren. Deze eerst genoemde zouden voornamelijk een invloed uitoefenen op arbeid-gezin spillover, terwijl familiegerelateerde factoren in hoofdzaak gezin-arbeid spillover zouden beïnvloeden. Gebruik makend van de data van het ISSP (2002), werd deze hypothese getest en werd nagegaan wat de impact van spillover op zowel werktevredenheid als gezinstevredenheid is. Hiervoor werd een deel van de totale steekproef geselecteerd, met name werkenden tussen 25 en 60 jaar. De landen die voor deze studie geselecteerd werden zijn Duitsland, Frankrijk, Nederland, Oostenrijk, Zwitserland, Australië, Groot-Brittannië, de Verenigde Staten, Noorwegen, Denemarken, Finland, Zweden, Spanje, Cyprus, Portugal en Vlaanderen. Specifieke aandacht ging uit naar een inter-landelijke vergelijking van de Vlaamse scores inzake werk-gezin conflict en tevredenheid. Een eerste pijnpunt van deze studie is dat wegens het ontbreken van data voor het Franstalig deel van België een vergelijking tussen Vlaanderen en Wallonië onmogelijk was. Bovendien kon daardoor enkel Vlaanderen, en niet België in zijn totaliteit, vergeleken worden met de

DE SCHEIDINGSLIJN TUSSEN WERK EN GEZIN

289

overige Westerse landen. Een tweede probleem is dat slechts 16 landen in de analyse betrokken werden, waardoor de statistische kracht ontbreekt om complexe ‘landen-effecten’ bloot te leggen. Op het landenniveau moeten we ons dan ook beperken tot enkele eenvoudige vergelijkingen. Een derde pijnpunt is dat informatie niet voor handen was over enkele, wellicht cruciale, werken gezinsgerelateerde determinanten van werk-gezin conflict – zoals over de mogelijkheid om gebruik te maken van faciliteiten voor kinderopvang, of de flexibiliteit van de arbeid – omdat we beroep moeten doen op secundaire data. Tenslotte werd ook wegens problemen van databeschikbaarheid slechts een deel van de steekproefpopulatie voor de analyses weerhouden, en vielen alleenstaanden bijvoorbeeld uit de boot. De analyses stellen ons niettegenstaande in staat een zestal in het oogspringende vaststellingen te doen: Ten eerste blijkt dat werk-gezin conflict een belangrijke bron van onbehagen vormt. Zowel werk-gezin spillover als gezin-werk spillover dragen bij tot een afname van de werktevredenheid en de tevredenheid met het gezinsleven. Zowel mannen als vrouwen lijden onder deze sociale stresssituatie en het verschijnsel laat zich niet beperken tot één regio of land, maar geldt voor een steekproef van landen die, min of meer, representatief zijn voor de Westerse wereld. In de tweede plaats is het duidelijk dat werkende vrouwen meer problemen ervaren met de combinatie tussen arbeid en gezin. Ze rapporteren meer arbeid-gezin spillover en meer gezinarbeid spillover. Een structurele verklaring voor dit genderverschil is er niet: de geslachtsverschillen blijven bestaan, ongeacht de verschillen in de sociale condities van mannen en vrouwen. Bovendien kan het ook niet teruggebracht worden tot verschillen in genderroloriëntatie. We veronderstellen dat de meest voor de hand liggende verklaringen voor deze genderverschillen niet te vinden zijn op het individuele of het ruime maatschappelijke niveau, maar op het tussenliggende niveau van de partnerrelatie. Keuzes die partners maken om te investeren in gezin en/of carrière cumuleren na verloop van tijd in een onevenwichtige spreiding van gezinsverantwoordelijkheden, waardoor vrouwen minder in staat zijn een optimale balans tussen gezin en arbeid af te dwingen. Een belangrijke bevinding echter is dat, ondanks deze geslachtsverschillen in de ervaring van werk-gezin conflict, vrouwen toch een grotere gezinstevredenheid rapporteren. Uiteraard mogen alle vrouwen en alle mannen niet over dezelfde kam worden geschoren. Zo is bij vrouwen de ervaring van arbeid-gezin spillover bijvoorbeeld functie van hun opleidingsniveau (met de hoogste scores voor hooggeschoolde vrouwen), en de ervaring van gezin-arbeid spillover sterk afhankelijk van het aantal kinderen in het huishouden. Bovendien blijkt dat bij vrouwen werk-

290 | Symoens & Bracke

gezin conflict in het algemeen ook sterk beïnvloedt wordt door de sector waarin ze tewerkgesteld zijn, met de minste conflicten bij zelfstandigen. Ten derde werd geen ondersteuning gevonden voor de hypothese dat werkgerelateerde factoren enkel een impact hebben op arbeid-gezin spillover, terwijl familiegerelateerde factoren louter van belang zijn voor gezin-arbeid spillover. De individuele determinanten laten zich ordenen volgens een andere logica. Zo blijkt tijdsdruk een belangrijke oorzaak van een gebrek aan evenwicht tussen arbeid en gezin: Met elk bijkomend uur betaalde arbeid en met elk bijkomend uur dat men in het huishouden investeert, neemt de ervaring van werk-gezin conflict toe. Toch slaagt een, eerder economische, omschrijving van tijd als een schaars goed er niet volledig in de impact op de ervaring van werk-gezin conflict te vatten. Zo heeft huishoudelijke arbeid ook een belangrijke symbolische betekenis (Blair & Johnson, 1992). Dit blijkt uit de vaststelling dat extra huishoudelijk werk dat (a) niet leidt tot een toename van werk-gezin conflicten en dat (b) samengaat met een billijke verdeling van de huishoudelijke arbeid, positieve gevolgen heeft voor het welbevinden. Andere vaststellingen zijn dat hooggeschoolden – die doorgaans een meer egalitaire geslachtsroloriëntatie hebben – meer werk-gezin conflicten ervaren, terwijl personen met een egalitaire geslachtsrolsoriëntatie minder werk-gezin conflicten rapporteren. De combinatie van deze twee bevindingen doet uitschijnen dat onder laaggeschoolden de barrières tussen gezin en werk hoger zijn, waardoor ze minder werk-gezin conflict ervaren, maar dat hun meer traditionele geslachtsroloriëntatie er voor zorgt dat ze deze conflicten meer als problematisch ervaren. Problemen bij het in balans brengen van de eisen van arbeid en gezin spruiten dus deels voort uit een gebrek aan afstemming tussen de reële sociale posities van vrouwen en mannen en verwachtingen omtrent deze genderspecifieke sociale condities Ten vierde, en misschien wel meest in het oog springend, blijkt dat Vlaamse buitenhuiswerkende vrouwen en mannen, voornamelijk voor wat betreft arbeid-gezin spillover, er niet zo goed voor staan. In vergelijking tot hun geslachtsgenoten uit 15 andere welvaartsstaten ervaren ze de combinatie tussen gezin en arbeid als meer problematisch. Ook hun werken gezinstevredenheid is voor verbetering vatbaar. Voor geen enkele indicator situeren Vlamingen zich in deze inter-landelijke vergelijking bij de betere helft. Vlaanderen behoort dus tot deze Westerse landen waar volwassenen met betaald werk (en een partner) relatief meer arbeidgezin conflict ervaren en ook minder tevreden zijn, zowel met hun werk als hun gezinsleven. Vraag is uiteraard waaraan deze inter-landelijke verschillen te wijten zijn? Een mogelijke verklaring ligt bij de invloed van de houding die vrouwen en mannen aannemen tegenover werk en gezin en tegenover de combinatie van beide. We kunnen immers verwachten dat de conflicten die voortkomen uit de combinatie van beide levensferen anders ervaren worden door personen met een meer egalitaire geslachtsroloriëntatie dan door personen met een traditionele visie op

DE SCHEIDINGSLIJN TUSSEN WERK EN GEZIN

291

de rol van vrouwen en mannen in het gezin en op de werkvloer. Mede om te controleren voor deze attitudinale effecten werd bij de schatting van de modellen rekening gehouden met de geslachtsroloriëntatie van de respondenten. De analyses maken duidelijk dat de ervaring van werk-gezin conflict wel degelijk verbonden is met deze houding tegenover de sociale positie van vrouwen en mannen, maar dat dit attitudinale effect niet volledig aan de basis ligt van bovenvermelde landenverschillen. Al werd wel aangetoond dat – onafhankelijk van de persoonlijke geslachtsroloriëntatie – in landen met een meer egalitaire gendercultuur het verschil in de ervaring van arbeid-gezin- en gezin-arbeid spillover tussen mannen en vrouwen kleiner is dan in landen met een meer traditionele gendercultuur. Dit door een lichte afname van spillover bij de vrouwen, gecombineerd met een lichte toename bij de mannen. De meest voor de hand liggende verklaring voor deze inter-landelijke verschillen is echter dat deze verschillen, en de eerder negatieve situatie van Vlamingen, toe te schrijven zijn aan de specifieke samenstelling van de werkende bevolking. Immers, als vrouwen in Nederland doorgaans deeltijds werken, terwijl een groter aandeel van de Vlaamse vrouwen voltijds werkt, dan ligt het voor de hand dat deze laatste meer problemen ervaren bij het combineren van werk en gezin. Via multilevel analyse waren we in staat deze compositionele effecten in kaart te brengen en na te gaan of de inter-landelijke verschillen tot de specifieke samenstelling van de bevolking terug te brengen zijn. Dit bleek deels het geval te zijn (zie boven), maar controlerend voor deze compositionele effecten, kunnen we – ten vijfde - uit de multilevel analyses tevens vaststellen dat er ook systematische verschillen zijn tussen landen met een sterk uiteenlopend sociaal beleid. Wat betreft werk-gezin conflict laten de Mediterrane welvaartstaten zich duidelijk onderscheiden van de andere landen, met significant hogere scores op gezin-arbeid spillover. Het zijn de vrouwen uit deze landen die er het meest onder lijden. Met betrekking tot tevredenheid onderscheiden marktgerichte welvaartstaten zich enigszins, met een hogere gemiddelde werktevredenheid dan tweeverdienersgerichte landen, en een hogere tevredenheid met het familiale leven dan familiegerichte welvaartsstaten. Een laatste belangrijke bevinding kunnen we, tenslotte, trekken uit de simulaties op basis van optimale, maar realistische scores voor het aantal werkuren, het aantal uren huishoudelijk werk, het eigen aandeel in het huishoudelijke werk, het gebruik van externe hulp, en de geslachtsroloriëntatie. Deze laten uitschijnen dat we in Vlaanderen voornamelijk een verbetering in de ervaring van arbeid-gezin spillover voor mannen kunnen verwachten, en in mindere mate ook in de ervaring van arbeid-gezin spillover en werktevredenheid voor vrouwen. Echter, bij wijzigingen in de werk-gezin balans moet evenwel rekening gehouden worden met inruileffecten tussen vrouwen en mannen. Een verbetering op verschillende dimensies van de levenskwaliteit van vrouwen kan immers samen gaan met een lichte afname van de werkte-

292 | Symoens & Bracke

vredenheid van hun partner. Dat de wijzingen in spillover en tevredenheid na deze simulaties beperkt zijn, is een bevestiging van de bevinding dat compositionele effecten niet alle verschillen kunnen verklaren. Deze simulaties geven wel een realistische inschatting van wat mogelijk is, omdat ze beperkt werden tot haalbare, optimale condities.

Bibliografie Abrahamson, P. & C. Wehner (2003), Family and/or Work in Europe. Conference paper for the ESPANET Conference-changing European Societies – The Role of Social Policy, 13 – 15 November 2003. Adelmann, Pamela K. (1987), Occupational Complexity, Control, and Personal Income: Their Relation to Psychological Well-Being in Men and Women. The American Psychological Association, 72(4), 529–537. Artazcoz, L., L. Artieda, C. Borrell, I. Cortès, J. Benach & V. García (2004), Combining job and family demands and being healthy: What are the differences between men and women? European Journal of Public Health, 14, 43-48. Arts, W. A. & J. Gelissen (2007), Three worlds of welfare capitalism or more? A state-of-the-art report. Journal of European Social Policy, 12(2), 137-158. Audenaert V. (2006), Besluitvorming bij jonge ouders inzake de combinatie arbeid en gezin. II. Analyse, resultaten en beleidsaanbevelingen (EQUAL-project), Reeks CBGS-Werkdocumenten, Nr. 1. Barnett, R. C. & J. S. Hyde (2001), Women, Men, Work, and Family: An Expansionist Theory. Academian Psychologist, 56(10), 781-796. Bekke, A. J. G. M. (1997), Trends en breukpunten in overheidsmanagement. Bestuurskude, 6(1), 2029. (http://www.bestuurskunde.be/publicaties/) Bellavia, G. M. & M. R. Frone (2005), Work-Family Conflict, Chapter 6 in J. Barling, E. K. Kelloway & M. R. Frone (eds.), Handbook of Work Stress. London: Sage Publications. Blair, S. L. & M. P. Johnson (1992). Wives’ Perceptions of the Fairness of the Division of Household Labor: The Intersection of Housework and Ideology, Journal of Marriage and the Family, 54(3), 570-581. Boazzaoui, B. (2004), Travail, famille et satisfaction de vie. Synthese. Cahiers Internationaux de Psychologie Sociale, 2004, 3 (63), 47-58. Bracke, P. (2000), The three-year persistence of depressive symptoms in men and women. Social Science & Medicine, 51(1), 51-64. Brehm, S. S., S. M. Kassin, S. Fein & I. Mervielde (2000), Sociale Psychologie. Gent: Academia Press. Callens, M., W. Van Hoorn & A. De Jong (2000), Labour force participation of mothers, pp. 89-113 in J. De Beer & F. Deven (eds.), Diversity in Family formation. The 2nd demographic transition in Belgium and the Netherlands. European Studies of Population, 8, pp. 89-113.

DE SCHEIDINGSLIJN TUSSEN WERK EN GEZIN

293

Carton, A. (2003), Gezocht: m/v voor gezin en arbeid. Vlamingen en hun opvattingen over de combinatie gezin en arbeid, in 2002, pp. 311-344 in Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap, Vlaanderen gepeild!, Brussel: Administratie Planning en Statistiek. Cohen, , J. (1977), Statistical power analysis for the behavioural sciences (Revised ed.) New York: Academic Press. Crompton, R. & C. Lyonette (2006), Work-Life ‘Balance’ in Europe. Acta Sociologica, 49(4), 379-393. Duxbury, L. & C. Higgins (2003), Work-Life Conflict in Canada in the New Millenium: A Status Report. Final Report for the Healthy Communities Division, Health Canada. (ISBN 0-662-34893-0). Duxburry, L. & C. Higgins (2005), Work-Fife Balance in the New Millennium. Where are we? Where do we need to go? CPRN Discussion Paper (http://www.cprn.org) Esping-Andersen, G. (1996), Welfare States in Transition: National Adaptations in Global Economies. London, Sage Fuwa, M., (2004), Macro-level Gender Inequality and the Division of Household Labor in 22 Countries. American Sociological Review, 69, 751-767. Geist, C. (2005), The Welfare State and the Home: Regime Differences in the Domestic Division of Labour. European Sociological Review, 21(1), 23-41. Gönas, L. (2006), Gendered divisions of Work: A Multilevel Approach, chapter 3 in L.Gönas & J. C. Karlsson, Gender segregation: Divisions of Work in Post-Industrial Welfare-States, Burlington: Ashgate Publishing Company. Goode, W. J. (1960), A Theory of Role Strain. American Sociological Review, 25(4), 483-496. Greenhaus, J. H. & Beutell, N. J. (1985), Sources of Conflict between Work and Family Roles. Academy of Management Review, 10(1), 76-88. Guest, D. E. (2002), Perspectives on the Study of Work-life Balance. Social Science Information, 41(2), 255-279. Higgins, C., L. Duxbury & K. L. Johnson (2000), Part-time Work for Women: Does it really help Balancing Work and Family? Human Resource Management, 39(1), 17-32. Hildebrandt, E. & B. Littig (2006), Concepts, approaches and problems of work-life balance. European Societies, 8(2), 215-222. Hox, J. (2002), Multilevel Analysis: Techniques and Applications. London: Lawrence Erlbaum Associates, Publishers. Hox, J. (2007). Persoonlijk gesprek in het kader van de opleiding ‘Multilevel Analyse’. Gent, 3 april 2007. Jacobs, T., S. De Mayer, M. Beck & S. De Bruyn (2000), Arbeidsverdeling bij samenwonende koppels in België: diversiteit, dynamiek en emancipatie. Bevolking en Gezin, 1, 33-58. Keene, J. R. & Quadagno, J. (2004), Predictors of perceived Work-Family Balance: Gender difference or gender similarity? Sociological Perspectives, 47(1), 1-23.

294 | Symoens & Bracke

Korpi, W. (2000), Faces of Inequeality: Gender, Class, and Patterns of Inequalities in Different Types of Welfare States. Social Politics, 7(2), 127-191. Lambrechts, E., V. Dehaes & K. Pauwels (2003), De verdeling van de huishoudelijke taken en de soort tewerkstelling: Wetenschappelijk onderzoek naar de gevolgen van de arbeidsduur op het gezinsleven, Centrum voor Bevolkings- en Gezinsstudiën: OVER.WERK Tijdschrift van het Steunpunt WAV 1(2), 208-212. Lee, C. M. & L. Duxbury (1998), Employed Parents Support from Partners, Employers, and Friends. The Journal of Social Psychology, 138(3), 303-322. Leitner, A. & A. Wobrewski (2006), Welfare states and work-life balance: Can good practices be transferred from the Nordic countries to conservative welfare states? European Societies, 8(2), 295-318. McInnes, J. (2006), Work-Life Balance in Europe: A Response to the Baby bust or Reward for the Baby boomers? European Societies, 8(2), 223-250. Mennino, S. F., B. A. Rubin & A. Brayfield (2005), Home-to-job and job-to-home spillover: The impact of Company Policies and Workplace Culture. The Sociological Quarterly, 46, 107-135. Oshagbemi, T. (2003), Personal correlates of job satisfaction: empirical evidence from UK universities. International Journal of Social Economics, 30(11/12), 1210-1232. Paul, C., D. McCaffrey, W. M. Mason & S. A. Fox (2003), What Should We Do About Missing Data? (A Case Study Using Logistic Regression with Missing Data on a Single Covariate). California Center for Population Research (CCPR): On-Line Working Paper Series. Los Angeles: University of California. (http://repositories.cdlib.org/ccpr/olwp/CCPR-028-03) Robie C., A. M. Ryan , R. A. Schmieder , L. F. Parra & P. C. Smith (1998), The relation between job level and job satisfaction. Group and organisation management, 23(4), 470-495. Sayer, L. (2005), Gender, Time and Inequality: Trends in Women’s and Men’s Paid Work, Unpaid Work and Free Time, Social Forces, 84(1), 285-303. Trifletti, R. (1999), Southern European Welfare Regimes and the worsening Position of Women. Journal of European Social Policy, 9(1), 49-64. Van Bavel, J. (2004), Beroepsarbeid van vrouwen en de daling van de vruchtbaarheid in het Westen, 1850 2000, Is er een oorzakelijk verband?Bevolking en Gezin, 33(1), 61-90. van der Lippe, T., Jager, A. & Kops, Y. (2006), Combination Pressure. The paid Work-Family Balance of Men and Women in European Countries. Acta Sociologica, 2006, Vol. 49, No. 3, Pp. 303-319. Van Dongen, W., M. Beck, & E. Vanhaute (2001), Beroepsleven en gezinsleven. Het combinatiemodel als motor voor een actieve welvaartstaat? Leuven/Apeldoorn: Garant. Veenhoven, R. (1987), Alleen leven en geluk: verhoogt onvrede met het leven de kans om alleen te komen staan? Gedrag en Gezondheid, 15, 107-117. Voydanoff P. (1988), Work Role Characteristics, Family Structure Demands, and Work/Family Conflict. Journal of Marriage and the Family, 50(3), 749-761.

DE SCHEIDINGSLIJN TUSSEN WERK EN GEZIN

295

Voydanoff, P. (2002), Linkages Between the Work-Family Interface and Work, Family, and Individual Outcomes: An Integrative Model. Journal of Family Issues, 23(1), 138-164. VRIND (2001), aps.vlaanderen.be/statistiek/publicaties/pdf/VRIND/vrind2001/demo_con.pdf Wauterickx N. & P. Bracke (2005), Unipolar depression in the Belgian population - Trends and sex differences in an eight-wave sample. Social Psychiatry and Psychiatric Epidemiology, 40(9), 691-699. White, M., S. Hill, P. McGovern, C. Mills & D. Smeaton (2003), ‘High-performance’ Management Practice, Working Hours and Work-Life Balance. Britisch Journal of Industrial Realtions, 41(2), 175195. Wolf, F. M. (1977), Meta-Analysis. Quantitative methods for research synthesis. Newbury Park, CA: Sage.

Bijlage Beschrijvende statistieken voor de totale en de Vlaamse steeksproefselectie: gemiddelden met standaard afwijking of percentages

Variabele Afhankelijke variabelen arbeid-gezin spillover (score op 7) gezin-arbeid spillover (score op 7) werktevredenheid (score op 7) gezinstevredenheid (score op 7) Gezinsgerelateerde variabelen aantal kinderen gemiddeld aantal uren huishoudelijke arbeid per week het eigen aandeel in de huishoudelijke taken

296 | Symoens & Bracke

totale steekproef vlaanderen mannen mannen vrouwen (N= 3628) vrouwen (N= 312) (N=3712) (N= 379) χ (Std. afw.) / % χ (Std. afw.) / % χ (Std. afw.) / % χ (Std. afw.) / % 3,40 (1,73) 1,65 (1,01) 5,23 (1,06) 5,79 (0,86)

3,43 (1,64) 1,85 (1,19) 5,23 (1,07) 5,67 (0,94)

3,64 (1,87) 1,53 (0,99) 5,32 (0,89) 5,68 (0,85)

3,70 (1,69) 1,87 (1,20) 5,15 (0,95) 5,57 (0,86)

1,02 (1,11)

0,98 (1,06)

0,86 (1,05)

1,10 (1,13)

6,95 (7,03)

14,34 (10,02)

8,28 (10,65)

18,31 (13,50)

-0,36 (0,37)

0,40 (0,33)

-0,39 (0,35)

0,42 (0,33)

Werkduur van de partner: niet werkend 0,26 parttime tewerkgesteld 0,20 fulltime tewerkgesteld 0,46 geen informatie 0,08 externe huishoudelijke hulp wordt 0,07 ingeschakeld Werkgerelateerde variabelen werkuren 43,59 (10,68) supervisie behoort tot de job 0,48 sector van tewerkstelling: overheid of social profit sector 0,24 private sector 0,59 als zelfstandige 0,17 Attitudevariabele geslachtsroloriĂŤntatie (score van 1 tot 5 ) 3,40 (0,63) Controlevariabelen leeftijd (25 - 60jaar) 42,84 (9,23) opleidingsniveau geen of lager dan hoger secundair 0,40 hoger secundair 0,25 hoger onderwijs, niet universitair 0,13 universitair 0,22

0,08 0,04 0,82 0,07

0,26 0,29 0,33 0,12

0,07 0,04 0,73 0,16

0,10

0,09

0,19

33,98 (11,59) 0,27

43,93 (12,14) 0,43

31,95 (14,04) 0,23

0,38 0,52 0,10

0,24 0,60 0,16

0,34 0,53 0,13

3,68 (0,60)

3,16 (0,60)

3,46 (0,56)

41,19 (9,13)

43,35 (9,61)

40,62 (8,60)

0,35 0,26 0,17 0,21

0,28 0,37 0,23 0,12

0,21 0,33 0,35 0,11

DE SCHEIDINGSLIJN TUSSEN WERK EN GEZIN

297

De determinanten van het werk-privé en privé-werk conflict Elke Valgaeren & Marjan Van Aerschot • SEIN, UHasselt

1. Inleiding Sinds de jaren ’70 stijgt de participatie van vrouwen op de arbeidsmarkt in België en Vlaanderen gestaag: de activiteitsgraad van vrouwen klom volgens het meest recente ‘genderzakboekje’ van 40% in 1970 naar 58% in 2004 (Geurts & Van Woensel, 2005). Deze toetrede van vrouwen tot de arbeidsmarkt heeft de combinatie van betaald werk1 en privéleven op de agenda van wetenschappers en beleidsmakers geplaatst. De relatie tussen de arbeidsrol enerzijds en de private rol anderzijds is immers veranderd en de mogelijkheden voor conflicten zijn toegenomen (Boyar, Maertz Jr., Pearson, & Keough, 2003). We moeten daarbij benadrukken dat de combinatie van de beide levensdomeinen niet automatisch tot conflicten leidt. In deze bijdrage gaan we daarom op zoek naar de determinanten van het conflict: wat maakt dat de combinatie van betaalde arbeid en privéleven meer of minder harmonieus verloopt? De genderspecifieke invulling van de private rol – vrouwen zijn nog grotendeels verantwoordelijk voor het huishouden – heeft tot gevolg dat de mogelijke problemen bij de combinatie van beroepsarbeid en privéleven door mannen en vrouwen anders ervaren worden. De laatste jaren krijgen we echter signalen dat ook meer en meer mannen zich stilaan emanciperen binnen het huishouden en de opvoeding van de kinderen. Al blijft de nieuwe man eerder uitzondering dan regel (Koelet, 2005). Een verstoorde relatie tussen werk en privéleven kan verschillende negatieve gevolgen hebben. Van Aerschot (2004) maakt op basis van een literatuurstudie een onderscheid tussen stressgerelateerde (psychosomatische klachten, lichamelijke klachten, depressie, burnout), gedragsmatige (verhoogd gebruik van geneesmiddelen, alcohol en nicotine, vermindering van lichaamsbeweging) en affectieve (verminderde arbeidssatisfactie en organisatiebetrokkenheid) 1

Wanneer we het verder hebben over werk, bedoelen we daarmee betaalde arbeid of beroepsarbeid. We impliceren daarmee geenszins dat huishoudelijke arbeid niet productief zou zijn of dat beroepsarbeid meer waard zou zijn dan gezinsarbeid. Verschillende auteurs pleiten er om die reden voor om de term ‘combinatie arbeid-gezin’ niet meer te gebruiken (Runté & Mills, 2004). Omwille van de eenvoud kiezen we er hier voor om het concept ‘werk’ of ‘arbeid’ te blijven gebruiken.

298 | Valgaeren Voorwoorden Van Aerschot

gevolgen voor het individu. Op het niveau van de organisatie veroorzaakt een verhoogd werkprivé conflict een hoger verloop (Stroh & Reilly, 1997). Omgekeerd zorgt een goede combinatie van arbeid en privéleven voor lagere verloopintenties (Almer & Kaplan, 2002) en betere prestaties bij de betrokken werknemers (Baltes, Huff, Wright, & Neumann, 1999). Al blijkt uit het review onderzoek van Baltes en collega’s dat deze positieve effecten niet in alle onderzoeken aangetoond kunnen worden. De overheid – zowel op federaal als op Vlaams niveau – heeft reeds een aantal beleidsmaatregelen genomen om de combinatie van gezinsleven en beroepsleven mogelijk te maken en de negatieve gevolgen te vermijden of te milderen. Deze maatregelen verminderen het conflict tussen arbeidsleven en privaat leven door in te grijpen in hetzij de arbeidsrol, hetzij de private rol. Door middel van een aantal tijdsmaatregelen zoals bijvoorbeeld het tijdskrediet kunnen werknemers tijd vrij maken in hun arbeidsrol die ze kunnen besteden aan hun private rol. De voorzieningen voor kinderopvang en huishoudelijke hulp (dienstencheques) zorgen er dan weer voor dat er tijd vrij komt om te besteden aan onder meer werk. We zien dat ook meer en meer bedrijven en organisaties aandacht besteden aan gezinsvriendelijk ondernemen, hiertoe gedreven door een aantal demografische en maatschappelijke tendensen (De Clercq & Valgaeren, 2007). Het gaat dan met name over de veranderde samenstelling van de werknemerspool met steeds meer en steeds beter geschoolde vrouwen. Bovendien zijn ook de waarden die werknemers nastreven in hun leven en hun job veranderd: een kwaliteitsvolle combinatie van arbeid en gezin komt daarbij op de voorgrond. De combinatieproblematiek kan in de onderzoekswereld op de nodige aandacht rekenen. In een artikel uit 1997 wijzen Frone en collega’s er op dat onderzoekers op dat moment reeds meer dan 60 jaar aandacht besteden aan het thema (Frone, Yardley, & Markel, 1997). De toename van vrouwelijke werkenden en tweeverdieners heeft die aandacht exponentieel doen toenemen. De bestaande onderzoeksthema’s vertrekken vanuit verschillende invalshoeken. Zonder exhaustief te willen zijn geven we hier een kort overzicht en enkele voorbeelden. Als

werk-privé en privé-werk conflict

299

eerste vermelden we het onderzoek dat nagaat op welke manier mannen en vrouwen hun werk en privéleven combineren. Het gaat dan bijvoorbeeld over onderzoek naar het gebruik van het tijdskrediet, de verdeling van huishoudelijk werk tussen mannen en vrouwen in gezinnen of de herintrede van vrouwen op de arbeidsmarkt. Een tweede thema is dat van de attitudes ten opzichte van de combinatie arbeid-gezin. In Vlaanderen gepeild 2003 verscheen hierover een bijdrage van Ann Carton (Carton, 2003). Een thema dat daar bij aansluit zijn de eigen preferenties van individuen en gezinnen en de mogelijkheden die ze hebben om die preferenties waar te maken. Volgens Catherine Hakim, één van de toonaangevende onderzoekers rond dit thema, speelt de individuele voorkeur van vrouwen aangaande de combinatie arbeid-gezin een belangrijke rol in de arbeidsmarktpositie die vrouwen innemen (Hakim, 2000). Zij gaat er van uit dat vrouwen op dit vlak individuele keuzes maken en dat deze keuzes zeer divers kunnen zijn. Critici van de preferentietheorie wijzen er op dat de keuzemogelijkheden van vrouwen niet volledig vrij zijn, maar ingeperkt worden door de maatschappelijke structuren zoals bijvoorbeeld het aanbod aan kwaliteitsvolle kinderopvang (Crompton & Harris, 1998). Een derde thema zijn de oorzaken en gevolgen van combinatieproblemen voor individuen, gezinnen en organisaties. We vermelden ten slotte het onderzoek naar de effecten van maatregelen die door bedrijven genomen worden om de combinatieproblemen te verzachten. De ‘business case for diversity’ wordt vaak aangehaald om bedrijven tot een diversiteitsbeleid te bewegen. Het onderzoek naar de reële effecten van dit beleid groeit gestaag zodat die business case gestoffeerd kan worden (De Clercq & Valgaeren, 2007).

2. Theoretisch kader: de wederzijdse beïnvloeding van werk en privéleven Het mogelijk conflict dat voortvloeit uit het uitoefenen van rollen in twee verschillende levenssferen kan vanuit twee richtingen bekeken worden. Verschillende auteurs wijzen er namelijk op dat de combinatie van arbeid en privéleven een bi-directioneel concept is waarbij werk en privéleven elkaar wederzijds beïnvloeden (Fu & Shaffer, 2001) (Frone et al., 1997; Fu & Shaffer, 2000) (Boyar et al., 2003). Het opnemen van rollen in de ene sfeer conflicteert met het uitoefenen van rollen in de andere sfeer en vice versa. Er is met andere woorden enerzijds sprake van problemen in het privéleven tengevolge van het werk (work interference with family) en anderzijds van problemen op het werk tengevolge van het privéleven (family interference with work). Een voorbeeld van het eerste is externe opvang moeten zoeken voor een ziek kind omdat men zelf niet vrij kan nemen op het werk. Een voorbeeld van het tweede is concentratieproblemen op het werk omdat men tobt over puberende kinderen. Als Nederlandse vertaling kiezen we voor de termen werk-privé conflict (work interference with family) en privé-werk conflict (family interference with work).

300 | Valgaeren & Van Aerschot

In een analyse van de SCV-survey 2002 vinden we gegevens over de prevalentie van het werk-privé en het privé-werk conflict. Ann Carton bespreekt twee indicatoren van het werkprivé conflict en twee van het privé-werk conflict (Carton, 2003). Wat het werk-privé conflict betreft zien we dat 6,4% van de respondenten meerdere malen per maand of per week te moe op het werk aankomt om goed te presteren omwille van huishoudelijke taken en dat 4,4% meerdere malen per maand of per week concentratieproblemen heeft wegens huishoudelijke beslommeringen. Het privé-werk conflict komt frequenter voor: 45,9% van de respondenten is meerdere malen per maand na het werk te moe om het huishouden te doen; 40% van de respondenten vindt het meermaals per maand moeilijk om de huishoudelijke verplichtingen te vervullen omwille van de tijd die ze op het werk spenderen. Volgens diverse auteurs zijn de determinanten van de beide soorten conflicten verschillend: werkgerelateerde variabelen beïnvloeden het werk-privé conflict en variabelen uit het gezinsdomein beïnvloeden het privé-werk conflict (Fu & Shaffer, 2001) (Frone et al., 1997; Fu & Shaffer, 2000) (Boyar et al., 2003) (Carlson, Kacmar, & Williams, 2000). Wat de gezinsvariabelen betreft, spelen volgens deze auteurs de volgende variabelen een rol bij het privé-werk conflict: de burgerlijke staat, het al dan niet betaald gaan werken van de partner, de verantwoordelijkheden als ouder en het aantal uren huishoudelijk werk, evenals de steun die men krijgt van de partner en de hulp die men heeft in het huishouden. Bij het werk-privé conflict spelen de rolautonomie, rolambiguïteit, rolconflict, roloverlading op het werk en het aantal werkuren een grote rol. Bij Fu en Schaffer vinden we de volgende omschrijvingen van de variabelen die met de werkrol te maken hebben (2001): • Rolautonomie betekent dat men de nodige vrijheid heeft om zelf te bepalen hoe men zowel inhoudelijk als praktisch het werk regelt. • Rolambiguïteit ontstaat wanneer het niet duidelijk is wat van iemand verwacht wordt. • Rolconflict ontstaat wanneer de rollen die samenhangen met verschillende deelaspecten van iemands job met elkaar in tegenspraak zijn of wanneer de verwachtingen in de arbeidsrol in tegenspraak zijn met verwachtingen in andere levensdomeinen. • Roloverlading betekent dat het uitvoeren van een rol te veel tijd en energie vergt. Naast de bovenstaande variabelen zien we ook in dit model een invloed van de sociale steun, maar dan de sociale steun die de directe chef en de collega’s bieden. Sekse speelt een rol bij beide dimensies van het conflict. Er is weinig onderzoek naar de invloed van de beroepssituatie op de combinatie arbeid en privéleven. Toch denken we dat de beroepssituatie potentieel een belangrijke rol kan spelen bij de combinatieproblematiek. Zelfstandigen worden bijvoorbeeld met andere problemen ge-

werk-privé en privé-werk conflict

301

confronteerd dan werknemers: enerzijds is de autonomie een motivatie om een beroep als zelfstandige te starten, anderzijds zien we dat bijvoorbeeld moederschaprust voor hen slechter geregeld is (Van Aerschot, 2006b). Naarmate men opklimt op de hiërarchische ladder, stijgt het aantal werkuren, maar eveneens de flexibiliteit om die werkuren in te vullen (Valgaeren, 2007). Arbeiders worden op hun beurt dan weer geconfronteerd met striktere uurroosters, maar ze kunnen beter dan bedienden het einde van hun werkdag voorspellen (Glorieux, Minnen, & Van Thielen, 2003). In deze bijdrage willen we ten eerste nagaan wat de determinanten zijn van de beide dimensies van het conflict tussen arbeidsleven en privaat leven. We baseren ons daarvoor op het model van Fu en Schaffer en de determinanten die zij onderscheiden: we testen of hun model bruikbaar is in de Vlaamse context. We stellen ons ten tweede de vraag wat het effect is van de beroepssituatie op het werk-privé conflict. Meer specifiek: is het antwoord op de vorige onderzoeksvraag afhankelijk van de beroepssituatie? We maken daarbij een onderscheid tussen: arbeiders en bedienden, werknemers en zelfstandigen, leidinggevenden en uitvoerenden. Deze onderzoeksvraag is specifiek van toepassing op één van de beide kanten van de interferentie tussen de arbeidsrol en de private rol namelijk het werk-privé conflict. Het gaat immers om parameters die aansluiten bij de werkgerelateerde variabelen uit het model. We vertrekken van de volgende hypothesen: • De determinanten van het werk-privé conflict enerzijds en het privé-werk conflict anderzijds zijn verschillend: gezinsgerichte variabelen oefenen een invloed uit op het privé-werk conflict; werkgerichte variabelen oefenen een invloed uit op het werk-privé conflict. We baseren ons hier op het onderzoek van Frone en collega’s uit 1992 en 1997 waaruit ze concluderen dat de oorzaak van het werk-privé conflict te vinden is in het werkdomein en deze van het privé-werk conflict in het privé-domein (Frone, Russel, & Cooper, 1992) (Frone et al., 1997). Ook ander onderzoek komt tot dezelfde resultaten (Fu & Shaffer, 2001) (Carlson et al., 2000) (Boyar et al., 2003). • Wat gender betreft: mannen hebben meer last van het werk-privé conflict dan vrouwen en vrouwen ondervinden meer dan mannen hinder van het privé-werk conflict (Fu & Shaffer, 2001). De traditionele rolverdeling tussen mannen en vrouwen waarbij vrouwen verantwoordelijk blijven voor het huishouden, ook al hebben ze een betaalde baan, ligt aan de basis van deze hypothese. • Er zou geen rechtstreeks verband zijn tussen het aantal gewerkte uren en het werk-privé conflict; de tevredenheid over het aantal gepresteerde uren is een betere voorspeller van het werk-privé conflict (Van Rijswijk, Bekker, & Rutte, 2002). Toch benadrukken Geurts e.a. dat van zodra één van de partners meer uren presteert dan het aantal uren van een gemiddelde voltijdse baan, beide partners meer werk-privé conflict ervaren (Geurts &

302 | Valgaeren & Van Aerschot

Taris, 2002). Omdat zelfstandigen gemiddeld meer uren presteren dan werknemers (Van Aerschot, 2006b) en leidinggevenden meer dan uitvoerenden (Glorieux et al., 2003) verwachten we dat zelfstandigen en leidinggevenden meer hinder ondervinden van werkprivé conflict dan respectievelijk werknemers en uitvoerenden. Tussen arbeiders en bedienden is er amper een verschil in werkuren (Glorieux et al., 2003). Vandaar dat we hier geen invloed verwachten.

3. Operationalisering Zoals ongetwijfeld geldt voor meerdere bijdragen werd de SCV-survey niet ontwikkeld om op onze onderzoeksvragen een antwoord te bieden. Een belangrijke stap bestaat er daarom in om de theoretische concepten uit het model te linken aan de bestaande vragenlijst en variabelen te construeren die zo goed mogelijk aansluiten bij het gekozen model.

3.1 Conflictvariabelen Fu en Shaffer onderscheiden drie dimensies in de conflictvariabelen: een tijds- stress- en gedragscomponent (Fu & Shaffer, 2001) (Carlson et al., 2000). Tijdsgerelateerde conflicten ontstaan wanneer de tijdsbesteding in de ene rol de tijdsbesteding in de andere rol onder druk brengt: er is te weinig tijd om meerdere rollen te vervullen. Door familiale verplichtingen kan men bijvoorbeeld niet deelnemen aan sociale activiteiten met collega’s die belangrijk kunnen zijn voor iemands carrière. Of omgekeerd heeft men het gevoel dat men onvoldoende tijd kan besteden aan het gezin. De stresscomponent wijst er op dat de ene rol zoveel spanning oproept dat functioneren in de andere rol onmogelijk wordt. Wanneer men ’s avonds thuiskomt van het werk voelt men zich bijvoorbeeld psychologisch te leeg om actief te participeren aan het gezinsleven. Op het werk kan men zich slecht concentreren door problemen thuis. Conflicten op het niveau van gedrag ontstaan wanneer gedragspatronen in de ene rol niet overeenstemmen met het verwachte gedrag in de andere rol. Een leerkracht gedraagt zich thuis bijvoorbeeld nog steeds als leerkracht tot ergernis van de kinderen. Omgekeerd kunnen conflicten op het werk bijvoorbeeld niet op dezelfde manier opgelost worden als conflicten thuis. Carlson en collega’s ontwikkelden en valideerden een schaal met voor elk van de twee richtingen van het conflict per dimensie drie items (Carlson et al., 2000)2. Eerder in deze bijdrage hadden we het reeds over de analyse van Ann Carton over het werk-privé en privéwerk conflict op basis van de SCV-survey van 2002. Hierbij kon ze vier indicatoren gebruiken 2

De originele Engelstalige schaal bevat bijvoorbeeld de volgende items: ‘the time I have to devote to my job keeps me from participating equally in household responsibilities and activities’ (tijdsgerelateerd werk-privé conflict); ‘I have to miss work activities due to the amount of time I must spend on family activities’ (tijdsgerelateerd privé-werk conflict’).

werk-privé en privé-werk conflict

303

die terugslaan op de tijdsgerelateerde dimensie van het conflict3. Deze indicatoren zijn echter gebaseerd op de drop-off vragenlijst over ‘familie en veranderende genderrollen’ die in 2005 niet meer werd opgenomen. In de SCV-survey 2005 wordt evenmin een onderscheid gemaakt tussen de drie dimensies van het conflict. We maken daarbij gebruik van één enkele vraag per variabele die een algemeen beeld geeft van de frequentie waarmee men werk-privé en privéwerk conflicten ervaart: • Werk-privé conflict: Hoe vaak denkt u dat de eisen van uw baan uw gezinsleven hinderen? • Privé-werk conflict: Hoe vaak denkt u dat de eisen van uw gezinsleven de uitoefening van uw baan hinderen? De respondenten konden bij beide vragen antwoorden op een vijfpuntenschaal gaande van nooit tot altijd. Wanneer de optie ‘weet niet’ werd aangekruist beschouwen we dit als een missing op deze variabele. De beide vragen werden opgenomen in de schriftelijke drop-off vragenlijst over het uitoefenen van betaalde arbeid die in 2005 aan het standaard interview werd toegevoegd. Deze drop-off vragenlijst werd aan de respondenten bezorgd na afloop van het mondelinge interview met de vraag om deze per post terug te bezorgen (Carton, Vander Molen, Pickery, & Van Geel, 2006). Hoewel het werk-privé conflict en het privé-werk conflict beschouwd worden als aparte dimensies van de combinatieproblematiek, kunnen we toch niet stellen dat ze volledig los staan van elkaar (Boyar et al., 2003). In tegendeel, ze beïnvloeden elkaar wederzijds. De beide conflictenvariabelen hebben in ons geval een correlatie van 0,53 (Pearson Correlation Coefficient). Deze correlatie is niet verwaarloosbaar, maar toch voldoende laag om het te kunnen beschouwen als twee aparte dimensies. Andere onderzoekers observeren eveneens een significante correlatie tussen de beide dimensies (Boyar et al., 2003).

3.2 Determinanten Naast geslacht maken we een onderscheid tussen determinanten op gezinsniveau en determinanten op werkniveau. Deze laatste zijn het meest uitgebreid.

Het gaat om de volgende vragen: ‘ik kwam te moe op het werk aan om goed te kunnen presteren wegens de huishoudelijke taken die ik had’, ‘het was moeilijk om mij op het werk te concentreren wegens mijn huishoudelijke verplichtingen’, ‘toen ik van het werk thuiskwam, was ik te moe om de noodzakelijke huishoudelijke taken te doen’ en ‘het was moeilijk voor mij om mijn huishoudelijke verplichtingen te vervullen door de tijd die ik op het werk doorbreng’.

304 | Valgaeren & Van Aerschot

3.2.1

Gezinskenmerken

Het privé-werk conflict proberen we te verklaren aan de hand van de volgende variabelen: geslacht, aantal kinderen van 17 jaar of jonger, al dan niet samenwonen met een partner (0=niet samenwonen, 1=samenwonen), het aantal uren betaald werk van de partner, het aantal uren vrije tijd in het weekend en de steun die men krijgt van de partner. Voor dit laatste baseren we ons op de vraag of de respondenten gemakkelijk terecht kunnen bij de partner voor het bespreken van persoonlijke zaken. Hierop kunnen de respondenten met ja of nee antwoorden (0=nee, 1=ja). Het gaat dus om een dichotome variabele. Eén gezinsvariabele die volgens het model van Fu en Schaffer een invloed heeft op het privé-werk conflict kunnen we niet opnemen in de analyse omdat ze niet bevraagd wordt bij de respondenten: de hulp die men heeft in het huishouden. Daarnaast hebben we één variabele vervangen door een andere die er mee samenhangt: het aantal uren dat men spendeert aan het huishouden is niet opgenomen in de bevraging van 2005. We zijn daarom op zoek gegaan naar een tijdsgerelateerde variabele. We hebben die gevonden in het aantal uren vrije tijd dat men heeft in het weekend. We gingen er van uit dat de vrije tijd in het weekend beperkter is naarmate men meer moet werken in het huishouden. In de bevraging uit 2002 werden beide variabelen gelijktijdig opgenomen in de vragenlijst. De correlatie tussen de twee variabelen is zoals verwacht negatief, maar eerder laag: ze bedraagt -0,127 (Pearson Correlation Coefficient). We werken bijgevolg met een onvolledig en aangepast model.

3.2.2

Werkkenmerken

Het regressiemodel met het werk-privé conflict als afhankelijke variabele bevat de volgende onafhankelijke variabelen: geslacht, aantal uren betaald werk, rolconflict, roloverlading, rolautonomie, sociale steun van de chef en sociale steun van de collega’s. Een aantal van deze werkvariabelen werd geconstrueerd op basis van een factoranalyse4. Uitgezonderd geslacht (0=man, 1=vrouw) en aantal uren betaalde arbeid hebben we elke variabele gecodeerd op een schaal van 1 tot en met 5. Rolconflict operationaliseren we aan de hand van één vraag, namelijk de frequentie waarmee men werk mee naar huis neemt, gaande van nooit tot meerdere keren per week. We gaan er van uit dat werk mee naar huis nemen in conflict is met de eis vanuit de gezinsrol dat je als je thuis bent er voor je gezin moet zijn ipv voor je werk. De definitie van rolconflict door Fu en Shaffer bevat twee elementen, namelijk enerzijds een conflict tussen twee rollen die allebei Voorafgaand aan het uitvoeren van de factoranalyse werden de ontbrekende waarden vervangen door het gemiddelde van de

totale groep respondenten op het desbetreffende item. Indien nodig werden de antwoordcategorieën van een item omgedraaid zodanig dat een lage score op het item overeenkomt met een lage score op de variabele.

werk-privé en privé-werk conflict

305

met het werk zelf te maken hebben en anderzijds een conflict tussen de verwachtingen van de arbeidsrol en andere rollen (cf. supra). Het is enkel deze laatste dimensie die we aan de hand van de vragenlijst kunnen operationaliseren. Voor roloverlading gebruiken we een schaal op basis van verschillende items die zowel te maken hebben met de werkdruk, de fysieke werkomstandigheden als de tevredenheid met de uurregeling op het werk; de frequentie waarmee men uitgeput thuiskomt van het werk, zwaar lichamelijk werk moet doen, het werk stresserend vinden of vinden dat men te maken heeft met gevaarlijke werkomstandigheden; tevredenheid over fysieke werkomstandigheden, werkdruk en uurregeling. Factoranalyse bevestigt dat het hier om één schaal gaat: de analyse resulteert in een oplossing met één factor. De onderlinge correlaties tussen de items zijn hoog en de consistentie van de schaal is eerder hoog (Cronbach’s Alpha bedraagt 73%). Drie items vormen samen de schaal voor rolautonomie: de tevredenheid over het initiatief dat men kan nemen; de mogelijkheid om zelfstandig te kunnen werken; zelf kunnen bepalen hoe het dagelijks werk georganiseerd is. Dit resulteert in een schaal met een Cronbach’s Alpha van 63% en wederom hoge onderlinge correlaties. De variabelen sociale steun van de chef en sociale steun van collega’s werden geoperationaliseerd aan de hand van telkens twee items: de tevredenheid over de directe chef/ de collega’s en de beoordeling van de relatie tussen bedrijfsleiding en werknemers en de relaties tussen collega’s onderling. De samenhang tussen de beide items is telkens goed met een Cronbach’s Alpha van respectievelijk 62% bij de variabele sociale steun chef en 67% bij de variabele sociale steun collega’s.

4. Resultaten Hieronder volgen de resultaten van de analyses naar de determinanten van het werk-privé en het privé-werk conflict. We geven voor beide modellen eerst de resultaten van de bivariate analyses en vervolgens deze van de regressieanalyses. Deze analyse bekijkt de verschillende determinanten tegelijkertijd. Daarbij stellen we ons de volgende twee vragen: • Wat is de verklaringskracht van de verschillende modellen? Of anders gezegd: hoe goed kunnen we het werk-privé conflict enerzijds en het privé-werk conflict anderzijds voorspellen op basis van de opgenomen onafhankelijke variabelen? Dit kunnen we doen op basis van de proportie verklaarde variantie (R2): dat deel van de totaal waargenomen variantie dat samenhangt met de determinanten in het model.

306 | Valgaeren & Van Aerschot

• Wat is het effect van de verschillende variabelen afzonderlijk? Het effect van de onafhankelijke variabelen wordt telkens weergegeven onder constanthouding of controle van de andere variabelen uit het model. Het gaat dus steeds om netto-effecten of de unieke bijdrage van elke determinant aan de voorspelling van de afhankelijke variabele. Aangezien het gaat over de mogelijke conflicten tussen werk en privéleven voeren we de analyses enkel uit op een subgroep van de totale onderzoekspopulatie van de SCV-survey 2005 (N=1522), namelijk de werkenden. De databank bevat 871 werkenden5 waarvan er 780 de drop-off vragenlijst over het uitoefenen van betaalde arbeid invulden.

4.1. Het werk-privé conflict Het werk-privé conflict drukt uit in welke mate de arbeidsrol het privéleven op een negatieve manier beïnvloedt. We bekijken eerst in welke mate er sprake is van een werk-privé conflict en gaan vervolgens aan de hand van een regressiemodel na welke determinanten uit het model van Fu en Shaffer een rol spelen.

4.1.1. Bivariate analyse De onderstaande tabel bevat de frequentieverdeling van het werk-privé conflict in de totale steekproef. Meer dan de helft van de respondenten (61,7%) antwoordt dat de eisen van hun baan hun gezinsleven soms, vaak of altijd hinderen. Dat betekent omgekeerd dat meer dan een derde van de respondenten bijna nooit of nooit last heeft van een werk-privé conflict. De grootste groep zegt dat ze soms last hebben van een werk-privé conflict. 15,6% Van de respondenten ondervindt vaak tot altijd hinder van een werk-privé conflict. Tabel 1: Frequentieverdeling werk-privé conflict Nooit Bijna nooit Soms Vaak Altijd Totaal

N 93 196 347 106 11 753

% 12,4 26,0 46,1 14,1 1,5 100

N Missing=27 We baseren ons op de vraag: ‘Heeft u momenteel betaald werk (ook zelfstandigen hebben betaald werk, een officiële bijverdien-

ste is ook betaald werk, PWA is geen betaald werk)?’

werk-privé en privé-werk conflict

307

De frequentieverdeling van het werk-privé conflict varieert volgens een aantal categorieën. In tabel 2 maken we een vergelijking tussen een aantal relevante arbeidsmarktcategorieën. Bedienden hebben ten eerste meer last van het werk-privé conflict dan arbeiders: meer dan de helft van de arbeiders zegt dat ze nooit of bijna nooit hinder ervaren van hun werk op hun privaat leven; bij de bedienden is dit slechts 36%. Zelfstandigen ervaren ten tweede meer werk-privé conflict dan werknemers. Door het lage aantal zelfstandigen in de steekproef, is wel voorzichtigheid geboden bij het interpreteren van de resultaten voor zelfstandigen; slechts 99 zelfstandigen beantwoordden deze vraag. De frequentie van het werk-privé conflict is bij leidinggevenden ten slotte hoger dan bij uitvoerenden. Tabel 2: Frequentieverdeling werk-privé conflict volgens een aantal arbeidsmarktcategorieën

Nooit Bijna nooit Soms Vaak Altijd Totaal

Statuut Arbeiders Bedienden 45 (20,6%) 42 (9,7%) 68 (31,1%) 112 (25,9%) 84 (38,4%) 210 (48,5%) 20 (9,1%) 64 (14,8%) 2 (0,9%) 5 (1,2%) 219 (100%) 433 (100%)

N Missing=

Sociale zekerheidsstelsel Zelfstandigen Werknemers 6 (6,1%) 87 (13,3%) 16 (16,2%) 180 (27,5%) 52 (52,5%) 295 (45,1%) 21 (21,2%) 85 (13,0%) 4 (4,0%) 7 (1,1%) 99 (100%) 654 (100%)

Plaats in de hiërarchie Leidinggevenden Uitvoerenden 12 (5,4%) 81 (15,2%) 53 (24,0%) 143 (26,9%) 110 (49,8%) 237 (44,6%) 40 (18,1%) 66 (12,4%) 6 (2,7%) 5 (0,9%) 221 (100%) 532 (100%)

In tegenstelling tot wat we verwachten is er nauwelijks verschil op te merken tussen mannen en vrouwen. Fu en Shaffer stellen vast dat mannen meer werk-privé conflict rapporteren dan vrouwen (Fu & Shaffer, 2001). Deze auteurs gaan er van uit dat mannen meer dan vrouwen toelaten dat hun privéleven beïnvloed wordt door hun werk omdat vanuit de traditionele rolverdeling werk het domein is van de mannen. Wanneer we naar tabel drie kijken, blijkt dit echter niet het geval te zijn. Op de invloed van geslacht komen we bij de regressieanalyse nog terug. Tabel 3: Frequentieverdeling werk-privé conflict volgens geslacht Mannen Nooit Bijna nooit Soms Vaak Altijd Totaal N Missing=27; p>0,05

308 | Valgaeren & Van Aerschot

N 57 101 195 52 7 412

Vrouwen % 13,8 24,5 47,3 12,6 1,7 100

N 36 95 152 54 4 341

% 10,6 27,9 44,6 15,8 1,2 100

4.1.2. Determinanten Aan de hand van een regressieanalyse kunnen we de vermeende invloed van de verschillende betrokken variabelen tegelijkertijd nagaan. In de onderstaande tabel zijn zowel de partiële regressiecoëfficiënten (B) als de gestandaardiseerde partiële regressiecoëfficiënten opgenomen (Beta). De standaardisering van de coëfficiënten is nodig om de grootte van het effect van variabelen met een verschillende meetschaal met elkaar te kunnen vergelijken. In dit model gaan we na welke werkvariabelen een invloed uitoefenen op het werk-privé conflict voor de totale groep werkenden. We nemen de variabelen die de arbeidsmarktcategorieën uitdrukken mee in het model op. In de tabel vindt u de dichotome variabelen werknemer/zelfstandige en uitvoerende/leidinggevenden. We hebben eveneens getest of het onderscheid tussen arbeiders en bedienden relevant is. Maar omdat zelfstandigen nooit arbeider of bediende kunnen zijn, kunnen we de variabelen arbeider/bediende en werknemer/zelfstandige niet in één model opnemen. Om problemen van multicollineariteit te vermijden hebben we dit getest in een apart regressiemodel. Omwille van de eenvoud hebben we dit model niet in de tekst opgenomen. De adjusted R2 is gelijk aan 0,25: 25% van de variatie in het werk-privé conflict wordt verklaard door een combinatie van geslacht, de verschillende werkvariabelen en de arbeidsmarktcategorie waartoe iemand behoort. Deze behoorlijke score betekent dat de combinatie van de verschillende werkgerelateerde variabelen een goede verklaring biedt voor het werk-privé conflict. Wanneer we de verschillende determinanten bekijken die in het model is ingebracht dan zien we dat geslacht een significante invloed uitoefent, hoewel de bivariate analyse slechts geringe verschillen tussen mannen en vrouwen liet zien. De richting van het verband is evenwel tegengesteld aan onze verwachting. We gingen uit van de hypothese dat mannen meer last zouden hebben van een werk-privé conflict omdat werk voor mannen traditioneel belangrijker is dan voor vrouwen. We zien echter dat het arbeidsethos van mannen en vrouwen de laatste jaren naar elkaar toegroeit: vrouwen vinden een betaalde baan steeds belangrijker (De Clercq & Valgaeren, 2007) De positieve regressiecoëfficiënt wijst er op dat onze hypothese niet klopt: vrouwen scoren hoger dan mannen op het werk-privé conflict. Vrouwen vinden dus meer dan mannen dat de eisen van hun baan hun gezinsleven beïnvloeden. Dit kan er op wijzen dat ook voor vrouwen betaalde arbeid een belangrijke waarde is hun leven, maar door hun grotere verantwoordelijkheid in de gezinsrol ervaren zij sneller invloed van het werk op hun privéleven dan mannen. Een aantal van de opgenomen werkgerelateerde variabelen hebben een significante invloed. Het werk-privé conflict stijgt ten eerste met het aantal uren dat iemand werkt: hoe meer men werkt, hoe minder men er in slaagt om te vermijden dat de arbeidsrol een negatieve invloed heeft op de private rol. We zien ten tweede dat hoe hoger de respondenten scoren op de va-

werk-privé en privé-werk conflict

309

riabelen rolconflict en roloverlading hoe groter het werk-privé conflict. Rolconflict drukt uit in hoeverre men werk mee naar huis moet nemen om het af te krijgen. Het is dan ook logisch dat er een sterke samenhang is met het werk-privé conflict. Roloverlading drukt uit in hoeverre de respondenten onder tijds- of fysieke druk staan tijdens de werkuren: hoe drukker de baan, hoe meer men ervaart dat het werk een hinder is voor het privéleven. Rolautonomie heeft geen significante invloed. We hadden verwacht dat rolautonomie negatief gecorreleerd zou zijn met het werk-privé conflict. Dit is echter niet het geval. De variabelen die de sociale steun uitdrukken vanwege collega’s en oversten spelen evenmin een rol. Wanneer we de arbeidsmarktcategorieën bekijken, dan vinden we dat leidinggevenden meer werk-privé conflict ervaren dan uitvoerend personeel. Het onderscheid tussen zelfstandigen en werknemers is niet relevant. Het onderscheid tussen arbeiders en bedienden is omwille van de eerder vermelde problemen van multicollineariteit niet in de onderstaande tabel opgenomen. Wanneer we het in een apart model testen dan blijkt dat bedienden meer werk-privé conflict ervaren dan arbeiders. Het effect van de verschillende determinanten kunnen we op basis van de gestandaardiseerde regressiecoëfficiënten (beta) met elkaar vergelijken. Hieruit blijkt dat roloverlading het meest bijdraagt aan het werk-privé conflict, gevolgd door rolconflict. Tabel 4: Regressiemodel werk-privé conflict voor alle respondenten Constante Geslacht (man/vrouw)6 Werkuren Rolautonomie Rolconflict Roloverlading Sociale steun chef Sociale steun collega’s Sociale zekerheidsstelsel (werknemer/zelfstandige) Plaats in de hiërarchie (uitvoerende/leidinggevende) R2 Adjusted R2 **p<0,01 *p<0,05 6

B 0,243 0,216 0,007 0,037 0,095 0,302 -0,001 -0,026 -0,011 0,120 0,262 0,253

Beta 0,117** 0,108** 0,033 0,209** 0,406** -0,001 -0,019 -0,004 0,099**

Bij de dichotome variabelen of dummies vermelden we in deze en volgende tabellen de referentiecategorie als eerste variabele tussen de haakjes

310 | Valgaeren & Van Aerschot

In de bovenstaande regressieanalyse hebben we een aantal arbeidsmarktcategorieën opgenomen als onafhankelijke variabelen. Hieruit bleek dat bedienden en leidinggevenden meer werk-privé conflict rapporteren dan arbeiders en uitvoerenden. We stellen ons bijkomend de vraag of de determinanten van het werk-privé conflict in de verschillende arbeidsmarktcategorieën dezelfde zijn. Om op deze vraag een antwoord te formuleren voerden we een regressieanalyse uit voor elk van de zes onderscheiden groepen: arbeiders, bedienden, werknemers, zelfstandigen, uitvoerenden en leidinggevenden. We vergelijken ze telkens twee per twee. We moeten er daarbij rekening mee houden dat de absolute aantallen in elke groep verschillend zijn wat een invloed kan hebben op het al dan niet significant zijn van de effecten. Hierdoor moeten we voorzichtig zijn bij het vergelijken van de grootte van de regressiecoëfficiënten. Tabel 5 bevat de gegevens voor arbeiders enerzijds en bedienden anderzijds. Het eerste wat opvalt is dat het effect van geslacht enkel significant blijft bij arbeiders en niet meer bij bedienden: wanneer we alle andere variabelen onder controle houden speelt het bij bedienden geen rol meer of je man of vrouw bent, terwijl bij de arbeiders vrouwen een groter werk-privé conflict ervaren dan mannen. Het aantal werkuren heeft enkel een statistisch significante invloed bij bedienden en niet bij arbeiders. Hetzelfde geldt voor rolconflict. Wellicht heeft dit laatste te maken met de operationalisering van het ‘rolconflict’ aan de hand van de frequentie waarmee de respondenten werk mee naar huis nemen. Bij arbeiders komt dit sowieso veel minder voor dan bij bedienden. Wat de variabele ‘roloverlading’ betreft verandert er niets ten opzichte van het globale model: hoe hoger de arbeiders en de bedienden scoren op deze variabele, hoe groter het werk-privé conflict. Tabel 5: Regressiemodel werk-privé conflict voor arbeiders en voor bedienden

Constante Geslacht (man/vrouw) Werkuren Rolautonomie Rolconflict Roloverlading Sociale steun chef Sociale steun collega’s R2 Adjusted R2

Arbeiders (N=218) B Beta 0,129 0,316 0,153* 0,009 0,111 0,037 0,031 0,068 0,051 0,305 0,408** 0,020 0,017 -0,092 -0,070 0,224 0,198

Bedienden (N=433) B Beta -0,240 0,067 0,038 0,011 0,141** 0,061 0,054 0,086 0,204** 0,359 0,484** 0,038 0,038 0,025 0,020 0,283 0,271

**p<0,01 *p<0,05

werk-privé en privé-werk conflict

311

Tabel 6 bevat een vergelijking van het regressiemodel bij zelfstandigen en werknemers. We moeten daarbij nogmaals opmerken dat de zelfstandigen een kleine groep vormen. Dit is een probleem dat altijd opduikt wanneer men op basis van algemene enquêtes een vergelijking wil maken tussen zelfstandigen en werknemers (Van Aerschot, 2006a). In de populatie vormen zelfstandigen 12,8% van de werkende beroepsbevolking in Vlaanderen (Geurts & Van Woensel, 2005). Bij de respondenten is dit 14,6% van de werkenden. We zien in de enquête dus nog een lichte oververtegenwoordiging van zelfstandigen. De significante determinanten van de werknemers wijken niet af van deze in het model voor alle respondenten. De werknemers vormen dan ook de grootste groep binnen het totaal aantal respondenten. Geslacht heeft enkel een effect bij de werknemers: vrouwen rapporteren meer werkprivé conflict dan mannen. Bij de zelfstandigen is er daarentegen geen verschil tussen mannen en vrouwen. Bij de zelfstandigen verliest de variabele ‘rolconflict’ zijn significantie. Het idee van werk mee naar huis te nemen - de indicator die we gebruiken voor ‘rolconflict - lijkt voor zelfstandigen een irrelevant begrip. ‘Rolautonomie’ wordt dan weer wel een belangrijke determinant van het werk-privé conflict: hoe minder de zelfstandigen ervaren dat ze de vrijheid hebben om hun werk zelf in te vullen, hoe meer werk-privé conflict ze ervaren. In onderzoek naar vrouwen die een zelfstandige activiteit starten komt de vrijheid om zelf het werk in te vullen naar voor als een belangrijke motivator (Van Aerschot, 2006b). Op die manier denken ze de combinatie arbeid/gezin vlotter te kunnen invullen. De mate waarin zelfstandige respondenten een werk-privé conflict rapporteren blijkt negatief samen te hangen met de mate van autonomie die ze ervaren. Uit de bivariate analyse kwam naar voor dat zelfstandigen meer werk-privé conflict ervaren dan werknemers. Uit het regressiemodel voor zelfstandigen blijkt dat dit varieert naargelang de autonomie die ze hebben bij de organisatie van hun werk, ongeacht of ze man of vrouw zijn. Tabel 6: Regressiemodel voor zelfstandigen en werknemers

Constante Geslacht (man/vrouw) Werkuren Rolautonomie Rolconflict Roloverlading Sociale steun chef Sociale steun collega’s R2 Adjusted R2 **p<0,01 *p<0,05

312 | Valgaeren & Van Aerschot

Zelfstandigen (N=99) B Beta 3,312 0,149 0,079 0,001 0,026 -0,397 -0,274** -0,028 -0,061 0,322 0,446** -0,252 -0,135 0,143 0,088 0,292 0,238

Werknemers (N=653) B Beta -0,152 0,215 0,118** 0,010 0,125** 0,083 0,073 0,114 0,238** 0,320 0,434** 0,013 0,012 -0,028 -0,022 0,259 0,251

In tabel 7 vergelijken we leidinggevenden en anderen. Het onderscheid tussen de twee maakten we op basis van de eenvoudige vraag of men al dan niet leiding geeft aan anderen. Het leidinggevende gehalte van iemands functie kan op verschillende manieren bepaald worden (Valgaeren, 2007). Naast het al dan niet leidinggeven aan anderen, onderscheiden we de positie in de bedrijfshiërarchie en de mate van invloed op het bedrijfsbeleid. We hebben op basis van de beschikbare gegevens in de SCV-survey gekozen voor een eenvoudige aanpak die op alle categorieën van werkenden toepasbaar is. Op die manier krijgen we een ruwe indicator van het leidinggevend gehalte van iemands functie zonder daarbij een onderscheid te moeten maken tussen zelfstandigen en werknemers. Zelfstandigen die geen personeel hebben beschouwen we als uitvoerend personeel, al dekt de vlag in dat geval niet helemaal de lading. Uit een kwalitatief onderzoek van Van Aerschot (2006b) blijkt alleszins dat het al dan niet in dienst hebben van personeel bij vrouwelijke zelfstandigen een invloed uitoefent op de combinatie van arbeid en gezin. Zowel bij de leidinggevenden als bij de respondenten die geen medewerkers onder zich hebben spelen rolconflict en roloverlading nog steeds de belangrijkste rol. De invloed van het aantal werkuren valt weg bij de respondenten die geen leiding geven aan anderen. Enkel bij de leidinggevenden verhoogt het werk-privé conflict wanneer de werkuren stijgen. Bij de personen die geen leiding geven heeft het aantal werkuren an sich verrassend genoeg geen significant effect meer: of je nu veel of weinig uren werkt, de hinder die je privéleven ondervindt van je betaalde baan kan je er niet door voorspellen. Tabel 7: Regressiemodel leidinggevenden en uitvoerenden

Constante Geslacht (man/vrouw) Werkuren Rolautonomie Rolconflict Roloverlading Sociale steun chef Sociale steun collega’s R2 Adjusted R2 **p<0,01 *p<0,05

Leidinggevenden (N=221) B Beta 0,413 0,223 0,123* 0,012 0,120** -0,150 -0,115 0,095 0,233** 0,316 0,440** 0,027 0,025 0,057 0,041 0,351 0,330

Uitvoerenden (N=531) B Beta 0,455 0,196 0,106* 0,004 0,062 0,080 0,073 0,095 0,196** 0,287 0,388** -0,005 -0,005 -0,058 -0,044 0,217 0,206

werk-privé en privé-werk conflict

313

Wanneer we op basis van R2 de verschillende modellen in tabel 4, 5, 6 en 7 met elkaar vergelijken dan blijkt dat het model de grootste verklaringskracht heeft bij leidinggevenden: 35% van de variantie in het werk-privé conflict bij leidinggevenden kan verklaard worden door een combinatie van de opgenomen determinanten. Bij arbeiders en uitvoerend personeel is de R2 het kleinst, al verklaart het model bij deze groepen nog steeds ongeveer 20% van de variantie in het werk-privé conflict.

4.2 Het privé-werk conflict We verschuiven onze aandacht naar het privé-werk conflict dat uitdrukt in welke mate de respondenten tijdens hun beroepsbezigheden hinder ondervinden van hun privéleven. We presenteren achtereenvolgens de resultaten van de bivariate analyses en de regressieanalyses. Ten slotte gaan we op zoek naar alternatieve determinanten die niet in het oorspronkelijke model van Fu en Shaffer zijn opgenomen.

4.2.1 Bivariate analyse In de volgende tabel krijgt u de frequentieverdeling van het privé-werk conflict. In vergelijking met het werk-privé conflict hebben minder respondenten last van een privé-werk conflict. Slechts één derde van de respondenten vindt dat de eisen van hun gezinsleven hun beroepsleven soms, vaak of altijd hindert; één vijfde heeft hier zelfs nooit last van. De overgrote meerderheid van de respondenten kan het werk en het private leven, alvast tijdens de werkuren, goed gescheiden houden. Een kleine groep (2,4%) heeft vaak tot altijd last van een privé-werk conflict. In vergelijking met de groep respondenten die vaak tot altijd hinder ondervinden van een werk-privé conflict (15,6%) is dit weinig. Tabel 8: Frequentieverdeling van het privé-werk conflict Nooit Bijna nooit Soms Vaak Altijd Totaal N Missing=39

314 | Valgaeren & Van Aerschot

N 174 329 220 15 3 741

% 23,5 44,4 29,7 2,0 0,4 100

Zoals blijkt uit tabel 9 zijn er geen verschillen tussen mannen en vrouwen: vrouwen ervaren niet meer dan mannen dat hun gezinsleven interfereert met hun betaalde baan. Tabel 9: Frequentieverdeling van het privé-werk conflict volgens geslacht Mannen Nooit Bijna nooit Soms Vaak Altijd Totaal

N 108 173 119 6 1 407

Vrouwen % 26,5 42,5 29,2 1,5 0,2 100

N 66 156 101 9 2 334

% 23,5 44,4 29,7 2,0 0,4 100

N Missing=130; p>0,05

4.2.2. Determinanten We gaan uit van de hypothese dat de mate waarin de respondenten hinder ondervinden van hun privéleven bij het uitoefenen van hun baan, beïnvloed wordt door een aantal gezinsvariabelen. Een aantal van deze variabelen hebben te maken met de partner, namelijk de werkbelasting van de partner – gemeten aan de hand van het aantal werkuren – en de steun die men ervaart van die partner. Bij dit laatste gaat het om de psychologische steun, namelijk of men al dan niet bij de partner terecht kan voor het bespreken van persoonlijk zaken. Uit de verschillende regressiemodellen in tabel 10 blijkt echter dat deze partnervariabelen geen significant effect hebben op het privé-werk conflict. Het aantal kinderen onder de 18 speelt wel een rol. We hadden verwacht dat hoe meer kinderen iemand heeft, hoe groter de mogelijkheden zijn dat de private rol een invloed uitoefent op de arbeidsrol. De resultaten van de regressieanalyse bevestigen dit: bij de respondenten met een partner hangt de hinder die van het privéleven uitgaat naar het werk, samen met het hebben van kinderen. Bij de respondenten zonder partner is het aantal kinderen significant op niveau 0,17. Het is geen verrassing dat het hebben van kinderen een bepalende factor is in de combinatie arbeid-gezin (Geurts & Taris, 2002). De aanwezigheid van kinderen in het gezin vergroot immers de verantwoordelijkenheden die samengaan met de private rol zodat de eisen van de beide domeinen – werk en gezin - met elkaar in botsing kunnen komen (Van Aerschot, 2004). De enige andere variabele uit het model die een invloed uitoefent is het aantal uren vrije tijd tijdens het weekend. We hebben deze variabele gebruikt als alternatief voor de tijd die men besteedt aan huishoudelijke arbeid. Hoe minder vrije tijd men heeft tijdens het weekend, hoe groter het privé-werk conflict. Deze hogere p-waarde is waarschijnlijk te wijten aan het lagere aantal respondenten zonder partner (N=151).

werk-privé en privé-werk conflict

315

Geslacht is geen determinant van het privé-werk conflict. We moeten onze hypothese dat vrouwen meer last hebben van het privé-werk conflict bijgevolg verwerpen. Dit is in tegenspraak met de resultaten van de analyse van het privé-werk conflict op basis van de SCV-survey 2002: de impact van het privéleven op de arbeidsrol bleek voor vrouwen wel groter te zijn dan voor mannen (Carton, 2003). Dit is mogelijk een gevolg van de minder concrete operationalisering die we zelf gebruiken in vergelijking met deze op basis van de SCV-survey 2002. Tabel 10: Regressiemodellen privé-werk conflict Alle respondenten Zonder partner (N=731) (N=151) B Beta B Beta Constante 2,273 2,283 Geslacht (man/vrouw) 0,034 0,021 0,179 0,097 Samenwonen met partner (niet/wel) 0,016 0,008 Aantal kinderen onder 18 0,081 0,102** 0,152 0,099 Aantal vrije uren weekend -0,044 -0,183** -0,077 -0,284** Aantal werkuren partner Steun partner (nee/ja) R2 0,058 0,117 Adjusted R2 0,053 0,099 **p<0,01 *p<0,05

Met partner (N=580) B Beta 2,176 0,003 0,002 0,083 0,115** -0,045 -0,147** -0,001 -0,020 0,118 0,025 0,045 0,037

De verklarende kracht van de modellen is eerder beperkt: de R2 varieert naargelang het model van 0,05 in het slechtste geval tot 0,12 in het beste geval. Dit betekent dat de gezinsvariabelen de variantie in het privé-werk conflict slechts in beperkte mate kunnen verklaren. Fu en Shaffer komen tot dezelfde resultaten: het werk-privé conflict kan ook in hun onderzoek veel beter verklaard worden op basis van de opgenomen werkgerelateerde variabelen dan het privé-werk conflict op basis van de gezinsgerelateerde variabelen (Fu & Shaffer, 2001).

4.2.3. Een uitbreiding van het model met werkgerelateerde variabelen Volgens de grondleggers van het opsplitsen van de combinatieproblematiek in enerzijds het werk-privé en anderzijds het privé-werk conflict liggen andere determinanten aan de basis van beide polen van het conflict: gezinsvariabelen beïnvloeden de hinder die men op het werk ondervindt van het privéleven; omgekeerd bepalen werkvariabelen de hinder die van het werk uitgaat op het privéleven (Frone et al., 1997) (Carlson et al., 2000) (Fu & Shaffer, 2001) (Boyar et al., 2003). De beperkte verklaringskracht van het model zet ons er toe aan om op

316 | Valgaeren & Van Aerschot

zoek te gaan naar alternatieve determinanten. In de onderstaande tabellen gaan we na of de werkgerelateerde variabelen misschien toch leiden tot een betere verklaring van het privé-werk conflict. We willen daarmee nagaan of de kenmerken van de baan een rol spelen bij de mate waarin men het als hinderlijk ervaart dat er interferentie is van het privéleven met de betaalde baan. We meten immers niet de feitelijke interferentie van de beide rollen, maar wel de perceptie van hinder in het ene domein ten gevolge van het andere. In de volgende tabel zien we dat de frequentieverdeling van het privé-werk conflict inderdaad niet bij alle arbeidsmarktcategorieën hetzelfde is. We bekomen hetzelfde patroon als bij het werk-privé conflict: arbeiders laten hun private rol minder interfereren met hun werk dan bedienden, werknemers minder dan zelfstandigen en respondenten die geen leiding geven over anderen hebben er minder last van dan leidinggevenden. Tabel 11: Frequentieverdeling van het privé-werk conflict volgens een aantal categorieën Statuut Arbeiders Bedienden Nooit 66 (30,7%) 92 (21,5%) Bijna nooit 94 (43,7%) 197 (45,9%) Soms 48 (22,3%) 134 (31,2%) Vaak 6 (2,8%) 4 (0,9%) Altijd 1 (0,5%) 2 (0,5%) Totaal 215 (100%) 429 (100%) N Missing= 18

Sociale zekerheidsstelsel Zelfstandigen Werknemers 16 (16,8%) 158 (24,5%) 38 (40,0%) 291 (45,1%) 37 (39%) 183 (28,3%) 4 (4,2%) 11 (1,7%) 3 (0,5%) 95 (100%) 646 (100%) 9

Plaats in de hiërarchie Leidinggevenden Uitvoerenden 33 (15,3%) 141 (26,9%) 98 (45,4%) 231 (44,0%) 79 (36,6%) 141 (26,9%) 5 (2,3%) 10 (1,9%) 1 (0,5%) 2 (0,4%) 216 (100%) 525 (100%) 7

Net zoals bij het werk-privé conflict kunnen we het onderscheid tussen arbeiders en bedienen enerzijds en tussen zelfstandigen en werknemers anderzijds niet gelijktijdig in een regressiemodel opnemen. Tabel 12 bevat daarom enkel de variabelen ‘sociaal zekerheidsstelsel’ en ‘plaats in de hiërarchie’. Het onderscheid tussen arbeiders en bedienden testten we in een aparte regressieanalyse zonder de variabele ‘sociale zekerheidsstelsel’ (niet opgenomen in de tabel). De verklaringskracht van de modellen stijgt, wat niet onlogisch is gezien het groter aantal opgenomen determinanten. Vooral bij de respondenten zonder partner benadert de R2 deze van het werk-privé model. Ten aanzien van de gezinsvariabelen verandert er niets: het aantal kinderen onder 18 en de vrije tijd die men heeft in het weekend blijven significante determinanten van het privé-werk conflict. Geslacht blijft in de meeste modellen onbelangrijk, behalve in het model voor alle respondenten: vrouwen ervaren dan meer hinder dan mannen, zoals vooropgesteld in de hypothese. Een van de toegevoegde werkvariabelen wordt de belangrijkste voorspeller van het privé-werk conflict,

werk-privé en privé-werk conflict

317

namelijk ‘roloverlading’. Naarmate men meer het gevoel heeft dat de arbeidsrol te veel tijd en energie vergt, stijgt de hinder die men ondervindt van het private leven op de arbeidsrol. Bij de respondenten met een partner heeft daarbovenop de variabele ‘rolautonomie’ een significante invloed: respondenten met partner die werk mee naar huis nemen – zoals deze variabele geoperationaliseerd werd – ondervinden meer hinder van hun privéleven dan respondenten die dat niet doen. Wanneer we de opgenomen arbeidsmarktcategorieën bekijken, dan blijkt dat leidinggevenden meer hinder ondervinden dan uitvoerenden, behalve bij de respondenten zonder partner. Het sociale zekerheidsstelsel waaronder men ressorteert (werknemer/zelfstandige) blijkt in geen van de modellen voor privé-werk conflict significant te zijn. In een aparte regressieanalyse met het onderscheid tussen arbeiders en bedienden (niet in de tekst opgenomen) bleek eveneens dat dit geen invloed heeft. Nochtans bleek uit de bivariate analyse dat zelfstandigen meer hinder ondervinden van privé-werk conflict dan werknemers en bedienden meer dan arbeiders. Een mogelijke verklaring hiervoor is dat het onderscheid tussen zelfstandigen en werknemers enerzijds en arbeiders en bedienden anderzijds grotendeels verklaard wordt door de werkkenmerken die we mee opnamen in de regressie-analyses, waardoor het beroepsstatuut en het sociale zekerheidsstelsel op zich geen rechtstreekse invloed meer uitoefenen. Tabel 12: Regressiemodellen privé-werk conflict

Constante Geslacht (man/vrouw) Samenwonen met partner (niet/wel) Aantal kinderen onder 18 Aantal vrije uren weekend Aantal werkuren partner Steun partner (nee/ja) Sociale zekerheidsstelsel (zelfstandige/werknemer) Plaats hiërarchie (uitvoerende/leidinggevende) Rolautonomie Rolconflict Roloverlading Werkuren Sociale steun chef Sociale steun collega’s R2 Adjusted R2 **p<0,01 *p<0,05 318 | Valgaeren & Van Aerschot

Alle respondenten Zonder partner (N=731) (N=151) B Beta B Beta 1,231 1,298 0,125 0,078* 0,264 0,143 -0,018 -0,009 0,080 0,101** 0,118 0,077 -0,035 -0,147** -0,044 -0,163*

0,059 0,025 0,145 0,193 0,120** 0,330 0,059 0,060 -0,062 0,015 0,037 -0,005 0,167 0,258** 0,250 0,001 0,013 -0,004 0,028 0,029 0,102 -0,094 -0,081* -0,167 0,155 0,289 0,130 0,141 0,233 0,111

0,046 0,140 -0,063 -0,010 0,350** -0,057 0,089 -0,141

Met partner (N=580) B Beta 1,131 0,114 0,074 0,077 -0,032 -0,002

0,106* -0,135** -0,053

0,034 0,159 0,095 0,019 0,141 0,003 0,005 -0,057

0,015 0,097* 0,098* 0,052 0,225** 0,047 0,005 -0,049

5. Conclusies Het Vlaamse regeerakkoord 2004-2009 - met als titel ‘vertrouwen geven, verantwoordelijkheid nemen’ - stelt dat het streven naar een betere combinatie van arbeid, gezin, sociaal engagement en vrije tijd één van de doelstellingen is van het tewerkstellingsbeleid8. Dit moet bijdragen tot een flexibel loopbaanbeleid waarbij meer Vlamingen betaalde arbeid verrichten. In deze bijdrage onderzoeken we in welke mate de balans tussen arbeid en privéleven op dit moment verstoord is en wat daarvan de determinanten zijn. We vertrekken daarbij van een model dat er van uitgaat dat de combinatie tussen de arbeidsrol en de private rol vanuit twee richtingen moet bekeken worden: de arbeidsrol kan een negatieve impact hebben op de private rol en omgekeerd kan de private rol een negatieve impact hebben op iemands betaalde arbeid. Wanneer een moeder door een buitenlandse missie tot haar grote spijt het verjaardagsfeestje van haar dochter mist, dan is dat een voorbeeld van een werk-privé conflict. Wanneer de vader van diezelfde dochter ’s avonds niet de tijd heeft gevonden om het verjaardagsfeestje te organiseren en dat daarom tijdens zijn werkuren doet, dan is dat een voorbeeld van een privé-werk conflict. Het model gaat er bovendien van uit dat de determinanten van de beide soorten conflicten grotendeels verschillend zijn: kenmerken van de werkplek beïnvloeden het werk-privé conflict en kenmerken van het gezin beïnvloeden het privé-werk conflict. Om terug te komen op het bovenstaande voorbeeld: als de moeder zelf kan beslissen over de timing van haar buitenlandse missie, dan kan ze deze afstemmen op de verjaardag van haar dochter, wanneer ze die autonomie niet heeft, dan lukt dat waarschijnlijk niet. De vader op zijn beurt heeft genoeg tijd om ’s avonds het verjaardagsfeestje van dochter te organiseren wanneer het gezin een poetsvrouw- of man in dienst heeft. Wat zegt de SCV-survey over de beide soorten conflicten? Ondanks de verschillende beleidsmaatregelen die moeten toelaten om arbeid en gezin beter op elkaar af te stemmen is het werk-privé conflict een realiteit voor de meerderheid van de respondenten: meer dan 60% van de werkende respondenten antwoordt dat de eisen van hun baan hun gezinsleven hinderen. Het werk-privé conflict is groter bij bedienden, zelfstandigen en leidinggevenden wanneer we dit vergelijken met respectievelijk arbeiders, werknemers en werkenden zonder personeel onder zich. Het onderscheid tussen werknemers en zelfstandigen valt echter weg wanneer we in de regressieanalyse de verschillende werkgerelateerde variabelen tegelijkertijd opnemen. Wanneer we naar de determinanten kijken van de totale groep werkenden, dan valt op dat de tijdsgerelateerde variabelen een grote rol spelen. De werkuren an sich hebben ten eerste een impact: hoe groter het aantal werkuren, hoe groter het werk-privé conflict. Beleidsmaatregelen die ingrijpen op de tijd die besteed wordt aan de arbeidsrol kunnen bijgevolg het werk-privé conflict doen verminderen. Respondenten die werk mee naar huis nemen ervaren ten tweede Http://www2.vlaanderen.be/ned/sites/regeerakkoord/vlaamsregeerakkoord2004.pdf (geconsulteerd op 28/03/2007)

werk-privé en privé-werk conflict

319

meer hinder dan zij die dat niet doen. Hier ligt een taak weggelegd voor de bedrijven. Wanneer ze in het kader van gezinsvriendelijk ondernemen de werk-privé hinder van hun personeel willen verminderen, zullen ze er voor moeten zorgen dat het personeel geen werk mee naar huis moet nemen. De belangrijkste tijdsgerelateerde determinant ten slotte is de roloverlading: hoe meer stress de respondenten ondervinden bij de uitoefening van hun job, hoe meer last hun gezinsleven er van heeft, ongeacht of ze al dan niet werk mee naar huis nemen, ongeacht hoeveel uur ze werken. Naast de werkvariabelen heeft ook geslacht een significante impact: het werk-privé conflict is groter voor vrouwen dan voor mannen. Dit is in tegenspraak met de uitgangspunten van de grondleggers van het bi-directionele concept: zij gaan er van uit dat de impact van het werk op het gezin voor mannen groter is omdat zij volgens de traditionele rolverdeling meer belang hechten aan betaalde arbeid dan vrouwen waardoor de kans dat er hinder uitgaat van het werk op het privaat leven groter is. Ons inziens klopt deze zienswijze echter niet: de onderzoeksresultaten lijken er op te wijzen dat betaalde arbeid voor vrouwen eveneens belangrijk is, zonder dat ze de conflicten tussen de beide domeinen hebben kunnen wegwerken. Bij tweeverdieners is het nog steeds de vrouwelijke partner die verantwoordelijk blijft voor het huishouden en het gezin. We hebben bekeken of de determinanten van het werk-privé conflict dezelfde zijn naargelang de beroepssituatie: wordt de werk-privé hinder van werknemers, arbeiders en uitvoerend personeel door dezelfde factoren beïnvloed als deze van zelfstandigen, bedienden en leidinggevenden? Het model is het meest geschikt om het werk-privé conflict van leidinggevenden te voorspellen. Bij arbeiders is de verklaringskracht veel kleiner. Rolconflict speelt geen rol meer bij arbeiders en zelfstandigen. We operationaliseerden dit concept aan de hand van de frequentie waarmee men werk mee naar huis neemt. Dit kan er op wijzen dat dit concept irrelevant is in het leven van arbeiders en zelfstandigen: arbeiders hebben minder dan bedienden de mogelijkheid om werk mee naar huis te nemen en het onderscheid tussen thuis werken en op het werk werken is van geen tel voor zelfstandigen die hun werkplek dikwijls thuis hebben. Bij zelfstandigen is rolautonomie een bijkomende determinant: hoe autonomer ze zich voelen bij het organiseren van hun werk, hoe minder werk-privé conflict ze ervaren. We gaan er soms van uit dat de rolautonomie bij zelfstandigen een vaststaand feit is, maar in de praktijk is er natuurlijk wel een aanzienlijke variatie aangezien zelfstandigen onderworpen zijn aan de wetmatigheden van hun business. Een winkel sluit je bijvoorbeeld niet te pas en te onpas als dat beter zou uitkomen voor het thuisfront. Beleidsmaatregelen om de combinatie arbeid-gezin bij zelfstandigen te vergroten zijn nog schaars, maar onze resultaten wijzen er op dat deze vooral in de richting van het vergroten van de autonomie gezocht moeten worden. De autonomie van een zelfstandige wordt voornamelijk bepaald in de relatie met zijn of haar klanten en personeel. Het beleid kan hier ondersteunend werken, bijvoorbeeld door voor bepaalde gelegenheden vervanging op het werk financieel mogelijk te maken. De invloed van geslacht ten slotte

320 | Valgaeren & Van Aerschot

valt weg bij bedienden en zelfstandigen: vrouwelijke bedienden en zelfstandigen ervaren niet meer werk-privé conflict dan hun mannelijke collega’s terwijl dat bij de andere professionele categorieën wel het geval is. Het privé-werk conflict is een veel kleiner probleem dan het werk-privé conflict. Ongeveer 30% van de respondenten ondervindt soms hinder van het gezinsleven bij de uitoefening van hun baan. De groep die er vaak of altijd last van heeft is verwaarloosbaar. In een competitieve economie hebben bedrijven er alle belang bij om het privé-werk conflict weg te werken, ook al gaat het in vergelijking met het werk-privé conflict om een relatief beperkte groep werkenden. Het model dat we gebruikt hebben, biedt echter weinig houvast om aanbevelingen te formuleren: de opgenomen gezinsvariabelen kunnen slechts in beperkte mate de variantie in het privé-werk conflict verklaren. Enkel het aantal kinderen en de hoeveelheid vrije tijd hebben een invloed: hoe meer kinderen en hoe minder vrije tijd, hoe meer hinder vanuit de private rol uitgaat op de arbeidsrol. Geslacht heeft alvast geen invloed. Wanneer we het model uitbreiden met werkkenmerken zien we dat roloverlading een effect heeft: hoe groter de roloverlading, hoe groter het privé-werk conflict. Dit zou kunnen betekenen dat de invloed van het gezinsleven op het werk pas wordt gepercipieerd als hinder indien men een stresserende baan heeft. Tot slot nog een methodologische bedenking: meer geavanceerde statistische analysetechnieken waarbij de beide afhankelijke variabelen in hun onderlinge samenhang onderzocht worden, zouden de huidige analyse van het werk-privé en privé-werk conflict kunnen aanvullen9. Op basis van de regressieanalyses blijkt dat immers dat werkgerelateerde variabelen niet alleen een invloed hebben op het werk-privé conflict, maar ook op het privé-werk conflict.

Bibliografie Almer, E. D., & Kaplan, S. E. (2002). The effects of flexible work arrangements on stressors, burnout and behavioural job outcomes in public accounting. Behavioural research in accounting, 14, 1-34. Baltes, B. B., Huff, J. W., Wright, J. A., & Neumann, G. A. (1999). Flexible and compressed workweek schedules: a meta analysis of their effects on work-related criteria. Journal of Applied Psychology, 84(4), 496-513. Boyar, S. L., Maertz Jr., C. P., Pearson, A. W., & Keough, S. (2003). Work-Family Conflict: A Model Of Linkages Between Work And Family Domain Variables And Turnover Intentions. Journal of Managerial Issues, 15(2), 175-191. Carlson, D. S., Kacmar, M. K., & Williams, L. J. (2000). Construction and initial validation of a multidimensional measure of work–family conflict. Journal of Vocational Behavior, 56(2), 249-276. Structural Equation Modelling.

werk-privé en privé-werk conflict

321

Carton, A. (2003). Gezocht: m/v voor gezin en arbeid. Vlamingen en hun opvattingen over de combinatie gezin en arbeid in 2002., Vlaanderen gepeild 2003. (pp. 311-346). Brussel: Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap. Administratie Planning en Statistiek. Carton, A., Vander Molen, T., Pickery, J., & Van Geel, H. (2006). Sociaal-culturele verschuivingen in Vlaanderen 2005. Basisdocumentatie. Brussel: Studiedienst van de Vlaamse Regering. Crompton, R., & Harris, F. (1998). Explaining women’s employment patterns: ‘orientations to work’ revisited. British Journal of Sociology, 49(1), 118-126. De Clercq, S., & Valgaeren, E. (2007). The business case for diversity. Literature review of the positive and negative effects of diversity measures. (Internal report). Hasselt: SEIN. Frone, M. R., Russel, M. N., & Cooper, M. L. (1992). Antecedents and outcomes of work-family conlfict: testing a model of the work-family interface. Journal of applied psychology, 77, 65-78. Frone, M. R., Yardley, J. K., & Markel, K. S. (1997). Developing and Testing an Integrative Model of the Work-Family Interface,. Journal of Vocational Behavior, 50(2), 145-167. Fu, C. K., & Shaffer, M. A. (2001). The tug of work and family. Direct and indirect domain-specific determinants of work-family conflict. Personnel Review, 30(5), 502-522. Geurts, K., & Taris, T. (2002). Waar werk en privé elkaar raken: de stand van zaken. Gedrag en organisatie., 15(3), 163-183. Geurts, K., & Van Woensel, A. (2005). Zij en hij op de arbeidsmarkt. Genderzakboekje. Brussel: Minsiterie van de Vlaamse Gemeenschap. Glorieux, I., Minnen, J., & Van Thielen, L. (2003). Moeder wanneer werken wij? Arbeidsmarktconclusies uit het Vlaams tijdsbestedingsonderzoek 1988-1999. Brussel: VUB. Hakim, C. (2000). Work-lifstyle choices in the 21st. century: preference theory. Oxford: University Press. Koelet, S. (2005). Standvastige verschillen. Een analyse van theoretische benaderingen over de verdeling van het huishoudelijk werk van vrouwen en mannen op basis van tijdsbudgetonderzoek. (doctoraatsonderzoek). Brussel: VUB. Runté, M., & Mills, A. J. (2004). Paying the toll: a feminist post-structural critique of the discourse bridging work and family. Culture & Organization, 10(3), 237-249. Stroh, L., & Reilly, A. (1997). Loyalty in the age of downsizing. Sloan management review, 38(4), 8388. Valgaeren, E. (2007). De loopbanen van mannen en vrouwen in de ICT-sector. Antwerpen: Universiteit Antwerpen. Van Aerschot, M. (2004). De combinatie van levenssferen doorheen de levensloop. Literatuurstudie. Antwerpen: Steunpunt Gelijkekansenbeleid. Van Aerschot, M. (2006a). De combinatie van arbeid en privéleven in Vlaanderen. Interne nota. (Interne nota). Diepenbeek: Uhasselt SEIN.

322 | Valgaeren & Van Aerschot

Van Aerschot, M. (2006b). Roze wolk of zwarte sneeuw. Moederschapsrust bij zelfstandigen. Hasselt, Antwerpen: Steunpunt Gelijke Kansenbeleid. Van Rijswijk, K., Bekker, M. H. J., & Rutte, C. (2002). Parttime werk, flexibele werktijden en de werkfamiliebalans: een overzicht van de literatuur. Gedrag en organisatie, 5, 320-333.

werk-privĂŠ en privĂŠ-werk conflict

323

1. Inleiding In verschillende welvaartsstaten wordt het gezin gezien als het fundament van de samenleving (Gelissen, 2003). Tegelijkertijd is het gezin echter wereldwijd onderhevig aan drastische veranderingen. Zo was het getrouwde koppel met kinderen lange tijd het dominante familiemodel in West-Europa, terwijl deze klassieke familievorm nu concurrentie krijgt van alleenstaande ouders, samenwonenden, herhuwde koppels, bewust alleenstaanden,... Samenwonen en huwen worden steeds meer gezien als optionele transities, waarbij het huwelijk zowel kwantitatief als normatief aan dominantie inboet (Corijn & Matthijs, 2004). Tegelijkertijd heeft de daling van het vruchtbaarheidscijfer in quasi alle delen van de wereld ook aan de betekenis van het ouderschap een andere invulling gegeven. Kinderen krijgen wordt alsmaar meer uitgesteld, zij het niet afgesteld. Deze opmerkelijke veranderingen in zowel demografisch gedrag als normen worden vaak gezien als een onderdeel van het individualiseringsproces, waarbij mensen in toenemende mate de vrijheid ervaren een levensstijl te kiezen in overeenstemming met hun eigen behoeften en wensen (Wehner & Abrahamson, 2004; Liefbroer, 2005). Lesthaeghe en Van de Kaa (1986) introduceerden in deze context het concept van de ‘Tweede Demografische Transitie’, die gedreven wordt door egoïstische beweegredenen, en waarbij de wensen en noden van het individu dus meer en meer centraal komen te staan. Deze trend is waar te nemen in heel wat westerse landen. Toch zijn er ook nog heel wat verschillen te bemerken tussen landen wat betreft de populariteit van bepaalde familievormen, en daaruit volgend ook inzake zowel demografisch gedrag als normen (Gelissen, 2003). Het is net deze crossnationale diversiteit die de focus vormt van dit onderzoek. Reeds vele studies hebben de relatie tussen specifieke gezinsvormen en verschillende uitkomsten zoals geluk, gezondheid en financiële tevredenheid onderzocht (zie o.a. Coombs, 1991; Waite & Gallager, 2000; Waite & Lehrer, 2003; Kim & McKenry, 2002; McLanahan & Adams, 1987). Comparatief onderzoek omtrent dit thema is echter relatief schaars. In dit artikel richten we ons dan ook op de vraag in welke mate zowel de aanwezigheid van kinderen als de huwelijksverbintenis tussen partners een andere invloed uitoefenen op het subjectief welzijn van mannen en vrouwen naargelang de

Vanassche, Swicegood & Matthijs 324 | Voorwoord

culturele en institutionele context waarin deze gezinsrelaties zich situeren. We doen dit door de relatie gezinssituatie en individueel geluk te bestuderen binnen 21 geïndustrialiseerde landen. We maken hiervoor gebruik van de data uit het International Social Survey Progamme of ISSP van 2002 met een vragenmodule omtrent ‘Family and Changing Gender Roles’. In een eerste stap bekijken we hoe de 21 bestudeerde landen verschillen inzake de algemene opvattingen met betrekking tot het huwelijk, samenwonen, ouderschap,... Vervolgens bekijken we hoe over de 21 landen heen de gezinskenmerken van mannen en vrouwen in een partnerrelatie (burgerlijke staat, aanwezigheid van kinderen, arbeidssituatie van beide partners) een invloed uitoefenen op hun subjectieve welzijn. Ten derde gaan we na of naast compositionele effecten ook specifieke nationale kenmerken verantwoordelijk zijn voor verschillen tussen de landen inzake het geluk en de tevredenheid met het gezinsleven van de inwoners. Ten slotte gaan we na of de aanwezigheid van kinderen en het al dan niet gehuwd zijn een andere invloed hebben op het welzijn van individuen naargelang een aantal specifieke nationale kenmerken.

2. Gelukkig zijn ... Het meten van het geluk van mensen is één van de mogelijke manieren waarop men het niveau van welzijn in verschillende landen kan nagaan en vergelijken (Veenhoven, 2000). Hiervoor wordt het geluk van mensen op individueel niveau gemeten en vervolgens geaggregeerd op nationaal niveau. Gezien ‘geluk’ echter een interne gemoedstoestand is, kan het enkel gemeten worden door mensen er expliciet naar te vragen. Eén van de meest gebruikte methodes is mensen te vragen hoe gelukkig ze zijn met hun leven over het algemeen. Dit is ook de manier waarop geluk wordt gemeten in de gebruikte data van het ISSP. Oorspronkelijk werd zowel de validiteit van de antwoorden op dergelijke vragen als de crossnationale vergelijkbaarheid van geluksmaten in vraag gesteld. Een uitgebreid aantal studies toont echter aan dat bovenstaande vraag naar de gelukstoestand van mensen een valide meting vormt, alsook dat het vergelijken van geluk tussen landen geen probleem vormt (Veenhoven, 2000). Voor een uitgebreid literatuuroverzicht omtrent het meten van geluk en de internationale verge-

huwelijk EN kinderen als sleutel tot geluk?

325

lijkbaarheid van welzijnsmaten verwijzen we naar Headey & Wearing (1992) en Veenhoven (1996a, 1996b). Naast de vraag naar hoe gelukkig mensen zijn met hun leven in het algemeen bevatten de data van het ISSP 2002 ook een vraag naar de tevredenheid met het gezinsleven van de respondenten. Gezien onze focus op gezinsrelaties is het dan ook interessant om te gaan kijken of en hoe deze domeinspecifieke welzijnsmaat beïnvloed wordt door gezinsspecifieke karakteristieken. Domeinspecifieke satisfactiescores bezorgen ons immers meer gedetailleerde informatie omtrent hoe goed of slecht het gesteld is met de specifieke aspecten van iemands leven (Diener, Scollon & Lucas, 2003). Daarnaast kunnen we ook nagaan hoe de determinanten van deze maat omtrent de tevredenheid met het gezinsleven verschillen met de meer algemene ‘geluksmaat’. Interessant met betrekking tot het vergelijken van deze twee welzijnsmaten zijn de resultaten van Haller & Hadler (2006) die de determinanten van een maat van ‘geluk’ (happiness) en een maat van levenstevredenheid (life satisfaction) vergelijken. In overeenstemming met hun verwachtingen vinden ze immers dat de eerste maat eerder geassocieerd is met ‘positieve’ factoren (voornamelijk intieme en voldoening brengende sociale relaties), terwijl de satisfactiemaat eerder de uitkomst is van een evaluatieproces van de objectieve situatie in termen van verwachtingen, en gerelateerd is aan de werkelijke socio-economische condities. Met betrekking tot onze eigen maten zou de algemene geluksmaat met andere woorden meer beïnvloed kunnen worden door de positieve kanten van het huwelijk en de aanwezigheid van kinderen, terwijl de invloed van de huwelijksstatus en de aanwezigheid van kinderen op de tevredenheid met het gezinsleven eerder een afweging is van de pro’s en contra’s die aan beide verbonden zijn.

3. Huwelijk en kinderen als determinanten van geluk Er bestaat een enorme hoeveelheid wetenschappelijke literatuur omtrent de invloed van het huwelijk op het welzijn van individuen. Voor een gedetailleerd overzicht van de mechanismen via dewelke het huwelijk een positieve invloed kan uitoefenen op mannen en vrouwen verwijzen we naar Waite & Lehrer (2003). Eén van de mechanismen die deze auteurs bespreken zijn sociale integratie en steun, wat de meest gebruikelijke verklaring is voor de voordelen die het huwelijk met zich meebrengt (zie o.a. Coombs, 1991; Zimmerman & Easterlin , 2006). Naast de directe invloed van een partner, waar de theorie rond sociale integratie en steun grotendeels op steunt, is er recent ook veel aandacht besteed aan de verschillen tussen samenwonenden en gehuwden. Het grootste verschil tussen gehuwde en samenwonende partners wordt meestal gezien in de levenslange verbintenis die door het huwelijk wordt gesymboliseerd, wat de partners zou aanmoedigen meer te investeren in hun relatie dan samenwonenden (Waite & Gallagher, 2000; Waite & Lehrer, 2003; Mastekaasa, 1993).

326 | Vanassche, Swicegood & Matthijs

Verschillende onderzoeken bevestigen deze hypotheses inzake steun en verbintenisgevoel, en rapporteren een significant lager welzijn bij samenwonenden dan bij gehuwden (zie o.a. Stack & Eshleman, 1998; Kim & McKenry, 2002; Evans & Kelley, 2004). Uitzonderingen zijn een studie in Noorwegen door Mastekaasa (1993) en een recentere studie van Shields & Wooden (2003) in Australië die een eerder klein verschil vinden in het subjectief welzijn van gehuwden en samenwonenden. Deze resultaten kunnen wijzen op een grotere sociale aanvaarding van samenwonen in respectievelijk Noorwegen in het midden van de jaren ‘80 en Australië in het begin van de 21ste eeuw. Of zoals Evans & Kelley (2004, 331) concluderen: “... the social and insitutional support for committment in formal marriage is part of what makes it more satisfying”. De afnemende maatschappelijke waardering van het huwelijk kan met ander woorden de betekenis van het huwelijk in vergelijking met andere samenlevingsvormen een andere invulling hebben gegeven voor individuen. Mensen hun preferenties worden immers mee bepaald door de culturele context waarin ze belangrijke levensloopkeuzes moeten maken. Gezien onderzoek heeft aangetoond dat de mate waarin individuen hun eigen doelen kunnen nastreven mee hun levenstevredenheid bepaalt (Diener et al., 2000), en de maatschappelijke waardering van het huwelijk mee de preferenties van individuen vorm geeft, kunnen we verwachten dat hoe centraler het huwelijk aanwezig is in een samenleving, hoe groter de invloed van de huwelijksstatus zal zijn op het geluk van mensen. Onze eerste centrale onderzoekshypothese is dan ook dat de invloed van de huwelijksstatus (gehuwd versus samenwonend) op het geluk en de tevredenheid met het gezinsleven van mannen en vrouwen zal verschillen naargelang de waarde die wordt gehecht aan het huwelijk binnen een samenleving. Een tweede gezinskenmerk dat we in deze studie gedetailleerd willen bestuderen is de aanwezigheid van kinderen. Over de invloed van kinderen op het welzijn van individuen is de literatuur minder uitgebreid en eenduidig. Zimmermann & Easterlin (2006) vinden bijvoorbeeld geen effect van kinderen op de levenssatisfactie, maar rapporteren in een nog niet gepubliceerd onderzoek een positief effect te hebben gevonden van kinderen op de (domeinspecfieke) tevredenheid met het gezinsleven, en een negatief effect van de aanwezigheid van kinderen op de tevredenheid met de economische situatie. Deze twee tegengestelde effecten van de aanwezigheid van kinderen lijken elkaar op te heffen wat de algemene levenstevredenheid betreft, gezien de invloed van kinderen op deze welzijnsmaat verwaarloosbaar blijkt te zijn. Een studie door Shields & Wooden (2003) onderzoekt de relatie tussen het ouderschap en algemene levenssatisfactie in Australië. Hun resultaten tonen aan dat de aanwezigheid van kinderen onder de 15 jaar in het huishouden een negatieve invloed uitoefent op de algemene levenssatisfactie van mannen en vrouwen, oudere kinderen die thuis leven geen invloed blijken te hebben en volwassen kinderen die het huis uit zijn een positieve invloed. Voor een gedetailleerd overzicht van onderzoeksresultaten rond de relatie ouderschap en subjectief welzijn verwijzen we naar Evenson & Simon (2005). Net zoals met betrekking tot het huwelijk is immers opnieuw vooral

huwelijk EN kinderen als sleutel tot geluk?

327

de vraag hoe kinderen een invloed kunnen uitoefenen op het welzijn van mannen en vrouwen. Vaak introduceren studies naar het verband tussen ouderschap en welzijn de ‘kosten’ van kinderen als het mechanisme dat een lager welzijn genereert bij ouders in vergelijking met kinderloze mannen en vrouwen. Deze kosten omvatten extra financiële uitgaven, maar net zo goed tijd - en opportuniteitskosten. Naast directe kosten aan voeding, kleding, onderwijs, ... slorpen kinderen immers ook tijd op die anders naar arbeid en/of vrije tijd kan gaan, wat op zijn beurt een inperking van inkomsten enerzijds en individuele behoeftebevrediging en zelfontplooiing anderzijds met zich mee kan brengen. De implicaties van deze kosten verbonden aan kinderen kunnen zich manifesteren in ‘rolspanning’, wat op zijn beurt de persoonlijke voldoening die het ouderschap als sociale rol met zich meebrengt neutraliseert (Evenson & Simon, 2005). Steunend op de rational choice theory argumenteren Kohler, Behrman & Skytthe (2005) echter dat gezien mensen in ontwikkelde landen er nog steeds voor kiezen om kinderen te krijgen en een partnerrelatie te hebben, men zou verwachten dat de combinatie partner en kinderen mensen gelukkiger maakt. Voorwaarden hiervoor zijn dat individuen 1) geen systematische misopvattingen hebben omtrent de voordelen van een partnerrelatie en kinderen en 2) bewuste en geïnformeerde keuzes maken omtrent het aangaan van partnerrelaties en hun vruchtbaarheid. Ze baseren hun argumentering gedeeltelijk op resultaten van recente studies die aantonen dat ‘nut’ kan gemeten worden aan de hand van informatie omtrent ‘geluk’ (zie o.a. Layard, 2005). Ze merken hierbij op dat de nutsmaximalisatie die individuen nastreven afhankelijk kan zijn van de sociale normen in een bepaalde samenleving. Binnen de sociale demografie is men net geïnteresseerd in de wijze waarop de kosten verbonden aan kinderen variëren naargelang de normatieve en institutionele structuren waarbinnen het gezinsleven zich afspeelt. Indien substantiële contextuele verschillen zijn waar te nemen in de kosten die kinderen meebrengen in de meest ruime zin, zou men logischerwijs ook gelijkaardige verschillen in de impact van kinderen op het subjectieve welzijn van individuen verwachten. In landen waar de culturele betekenis van het ouderschap sterk is afgenomen, is immers ook de sociale waardering van de moederen vaderrol sterk gedaald, wat het dragen van de sociale en economische lasten verbonden aan het ouderschap niet vergemakkelijkt (Evenson & Simon, 2005). McLanahan & Adams (1987) vroegen zich 20 jaar geleden reeds af of de sociale baten van het voldoen aan de pronatalistische norm kunnen blijven opwegen tegen de stijgende kosten die kinderen met zich meebrengen. Volgens hen heeft de afname van het belang van de ouderrol als focus van de identiteit van individuen met zich meegebracht dat individuen meer de negatieve kanten van het ouderschap durven te erkennen. Daarnaast ontstaat er ook een groep bewust kinderloze paren die niet meer dezelfde sociale afkeuring ervaren als enkele decennia geleden, en die een nieuwe maatstaf vormen waartegen de ouders hun eigen kosten en baten kunnen gaan afwegen. Kort samengevat kan men dus verwachten dat de maatschappelijke waardering van het ouderschap een invloed zal hebben

328 | Vanassche, Swicegood & Matthijs

op de kosten-batenbalans van het ouder-zijn, met een weerslag op het geluk van ouders in vergelijking met kinderloze mannen en vrouwen. Onze tweede centrale onderzoekshypothese is dan ook dat de invloed van de aanwezigheid van kinderen in het huishouden op het geluk en de tevredenheid met het gezinsleven van mannen en vrouwen zal verschillen naargelang de waardering van het ouderschap binnen een samenleving. Een laatste bemerking bij onze twee gezinsvariabelen is dat zowel binnen de literatuur rond de relatie tussen de huwelijksstatus en het subjectief welzijn, als rond de relatie tussen het ouderschap en het subjectief welzijn, veel aandacht is besteed aan de verschillen in de effecten van mannen en vrouwen. Hoewel ook omtrent deze resultaten geen eenduidigheid bestaat binnen de literatuur, is de meest voorkomende bevinding dat het huwelijk voordeliger is voor mannen dan voor vrouwen (voor een overzicht zie Coombs, 1991) en dat moeders van kinderen op jonge leeftijd meer depressie rapporteren dan vaders van jonge kinderen (zie o.a. Glenn & McLanahan, 1981; Simon,1998). Bij de analyses zullen we deze mogelijke geslachtsverschillen dan ook in rekening brengen. Naast onze belangrijkste gezinsvariabelen zijn er ook nog een aantal individuele kenmerken die we in ons model opnemen, deels wegens hun eigen invloed op het subjectief welzijn van individuen, deels omdat ze de relatie tussen de aanwezigheid van kinderen en het welzijn van mannen en vrouwen kunnen beïnvloeden. Een eerste belangrijke factor is leeftijd. Leeftijd blijkt immers op zichzelf een belangrijke invloed uit te oefenen op het subjectieve welzijn van individuen, waardoor het noodzakelijk is er voor te controleren. Verschillende studies hebben reeds een U-vormige relatie aangetoond tussen gelukkig zijn en leeftijd, waarbij zowel jongeren als ouderen gelukkiger lijken te zijn (zie o.a. Christophe & Noll, 2003; Hayo & Seifert, 2003). Daarnaast kunnen zowel de aanwezigheid van jonge en oude kinderen als het huwelijk een andere betekenis hebben naargelang de leeftijd van de respondenten. Daarom zal ook altijd gecontroleerd worden voor interactie-effecten tussen de leeftijd van de respondent en de variabelen met betrekking tot de huwelijksstatus en het ouderschap. Naast de leeftijd van de respondenten zullen we ook hun arbeidssituatie in rekening brengen, evenals de arbeidssituatie van hun partner. Naast het controleren van de invloed van de gezinsvariabelen voor de arbeidssituatie van de mannen en vrouwen is dit ook belangrijk omwille van de positieve invloed die ‘betaald werk’ over het algemeen blijkt uit te oefenen op het welzijn van individuen (zie o.a. Clark & Oswald, 1994; Hayo & Seifert, 2003; Shields & Wooden, 2003; Veenhoven, 1997; Bouazzaoui & Mullet, 2002). En niet alleen de eigen tewerkstelling, maar ook de arbeidssituatie van de partner blijkt een invloed uit te oefenen op de levenstevredenheid van individuen. Tevens blijken deze invloeden te verschillen voor mannen en vrouwen. Zo blijkt het full-time werken van de echtgenoot een belangrijke bron van satisfactie te zijn voor vrouwen, terwijl de werksituatie van de echtgenoot minder effect zou hebben voor

huwelijk EN kinderen als sleutel tot geluk?

329

de levenstevredenheid van mannen (Bouazzaoui & Mullet, 2002). Deze bevinding wordt door Bouazzaoui & Mullet verklaard door het feit dat vrouwen gesocialiseerd worden flexibel te zijn in hun carrièreplannen om later de zorg voor echtgenoot en kinderen op zich te nemen. Tot slot controleren we ook nog voor het opleidingsniveau van de respondenten en de financiële situatie van het huishouden waarin ze zich bevinden. De onderzoeksresultaten omtrent deze factoren met betrekking tot het geluk van mensen zijn zeer gemengd (zie o.a. Haller & Hadler, 2003; Shields & Wooden, 2003).

4. Crossnationale verschillen in geluk Naast de invloed van gezinskenmerken op het geluk van mensen, willen we ook controleren voor de invloed van enkele nationale indicatoren op het gerapporteerde subjectieve welzijn van individuen. Zoals immers benadrukt door Haller & Hadler (2006, 171): “Happiness must be seen as the outcome of an interaction process between individual aspirations and expectations on the one side, and more or less favourable micro and macrosocial conditions on the other side”. Veenhoven (1997) geeft een overzicht van de determinanten van geluk op nationaal niveau. De rijkdom van een land, de veiligheid, en de vrijheid die burgers ervaren zijn slechts enkele voorbeelden van determinanten die positief samenhangen met het gemiddelde gerapporteerde geluk in een land. Hij vindt ook een correlatie tussen het culturele klimaat van een land en het gemiddelde niveau van geluk. Mensen blijken over het algemeen gelukkiger in landen met een modernere waardeoriëntatie, hoewel deze relatie sterk afneemt wanneer men controleert voor de economische welvaart van de landen. Christoph & Noll (2003) besluiten dat de satisfactieverschillen tussen landen voor een groot deel kunnen verklaard worden door de objectieve leefomstandigheden van de individuele burgers, maar dat ook waardeoriëntaties of culturele kenmerken noodzakelijk zijn om verschillen te verklaren. Haller & Hadler (2006) vinden eveneens een sterke positieve relatie tussen de economische welvaart van een land en het geluk van de inwoners, maar beklemtonen dat ook specifieke sociale en culturele factoren kunnen leiden tot een groter geluk. Ook vinden ze een positieve invloed van de welvaartsstaatsuitgaven op de levenssatisfactie van individuen. Deze laatste bevinding staat in contrast met de opmerkelijke resultaten van een studie van Veenhoven in 2000, waarin na controle voor de rijkdom van een natie geen significante correlatie werd gevonden tussen het gemiddelde geluk in een land en het nationaal welvaartsstaatbudget (% van Bruto Nationaal Product aan sociale zekerheid). Het verband tussen beide nationale indicatoren bleek in deze studie zelfs lichtjes negatief te zijn. Veenhoven (2000) presenteert hiervoor enkele mogelijke verklaringen, waarvan één direct relevant voor deze studie gezien onze focus op gezinsrelaties. Hij argumenteert dat een groter aantal voorzieningen door de staat niet noodzakelijk meer voorzieningen moeten betekenen in het totaal. Zo kunnen staatsvoorzieningen immers andere

330 | Vanassche, Swicegood & Matthijs

aanbieders uit de markt drijven, terwijl ze zelf de volledige vraag niet dekken. Daarnaast kan het goed zijn dat in landen waar de staatsvoorzieningen minder uitgebreid zijn, ondersteuning door familieleden deze beperkte staatsvoorzieningen compenseert. Uit bovenstaand overzicht besluiten we dat bij het bestuderen van crossnationale verschillen in geluk het belangrijk is te controleren voor zowel de economische welvaart in een land, culturele verschillen, als de sociale uitgaven of grootte van de welvaartsstaat.

5. Data Zoals reeds vermeld maken we voor deze studie gebruik van de data van het International Social Survey Programme1 of ISSP van 2002 waarbij in 34 landen een vragenmodule werd afgenomen met als thema ‘Family and Changing Gender Roles’. Deze vragenlijst bevatte 9 vragen die peilden naar de attitudes van de respondenten ten aanzien van het huwelijk, samenwonen, echtscheiding en het ouderschap, wat toelaat te kijken of en hoe deze attitudes verschillen tussen de bestudeerde landen. Daarnaast bevat de vragenlijst ook een vraag die peilt naar de tevredenheid met het gezinsleven en een algemene ‘geluksmaat’. De 21 geïndustrialiseerde landen die in deze studie worden opgenomen zijn: Australië, België (Vlaanderen), Denemarken, Duitsland (Oost- en West-Duitsland), Finland, Frankrijk, Hongarije, Letland, Nederland, Noorwegen, Oostenrijk, Polen, Portugal, Slovenië, Slowakije, Spanje, Tsjechië, de Verenigde Staten, het Verenigd Koninkrijk (Groot-Brittannië en Noord-Ierland), Zweden en Zwitserland. Omdat de gegevens voor Bulgarije, Ierland en Nieuw-Zeeland geen gedetailleerde informatie bevatten omtrent de gezinssamenstelling van de respondenten, werden deze landen niet in de analyses opgenomen. In de volgende tabellen en figuren worden de opgenomen landen weergegeven met behulp van afkortingen. Voor een overzicht van de gebruikte afkortingen zie bijlage 1. Daarnaast worden de landen meestal gegroepeerd in 5 clusters: ‘liberale welvaartsstaten’ (AUSTR, VK, VS), ‘sociaal-democratische welvaartsstsaten’ (DENM, FIN, NOORW, ZWE), ‘conservatieve welvaartsstaten’ (DUITS, FRA, NED, OOSTR, VLA, ZWITS), ‘mediterrane welvaartsstaten’ (PORT, SPA) en ‘Oost-Europese welvaartsstaten’ (HONGA, LET, POLEN, SLOVA, SLOVE, TSJECH). Deze classificatie wordt ook gehanteerd door Liefbroer en Fokkema (2007) en is grotendeels gebaseerd op de welvaartstypologie van Esping-Andersen (1999). We richten ons in deze studie op de 25- tot 54- jarige personen die samenleven met een partner. Deze leeftijdsafbakening laat ons toe te focussen op de mannen en vrouwen die actief zijn op zowel de arbeidsmarkt als op gezinsvlak (onder andere inzake het opvoeden van kinderen). We concentreren ons op koppels omdat de huwelijks- en ouderschapsstatus voor alleenstaanden een heel andere betekenis kunnen hebben dan voor mensen in een partnerre Http://www.gesis.org/en/data_service/issp/index.htm

huwelijk EN kinderen als sleutel tot geluk?

331

latie. Bij de interpretatie van de resultaten is het dan ook belangrijk steeds in het achterhoofd te houden dat ze betrekking hebben op deze specifieke groep van individuen. Voor een overzicht van het aantal 25- tot 54- jarige mannen en vrouwen die samenleven met een partner in de nationale steekproeven, zie bijlage 2. Net zoals in de oorspronkelijke dataset zijn voor heel wat landen veel meer vrouwen in de steekproef dan mannen (Zentralarchiv fuer Empirische Sozialforschung, 2004).

5.1 Afhankelijke variabelen Een eerste afhankelijke variabele is de mate waarin de respondent rapporteert gelukkig te zijn met zijn of haar leven in het algemeen: “Als u uw leven in het algemeen bekijkt, hoe gelukkig of ongelukkig zou u zeggen dat u over het geheel genomen bent?” De respondenten konden kiezen uit 7 antwoordcategorieën: uitermate ongelukkig – zeer ongelukkig – eerder ongelukkig – noch gelukkig noch ongelukkig – eerder gelukkig – zeer gelukkig – uitermate gelukkig2. De antwoorden op deze vraag werden herscoord tot een schaal van 0 tot 6 waarbij een hogere score duidt op een hogere mate van geluk. De tweede afhankelijke variabele is de mate waarin de respondent rapporteert tevreden te zijn met zijn of haar gezinsleven in het algemeen: “Alles bij elkaar genomen, hoe tevreden bent u met uw gezinsleven?” De respondenten konden kiezen uit 7 antwoordcategorieën: uitermate ontevreden – zeer ontevreden – eerder ontevreden – noch tevreden noch ontevreden – eerder tevreden – zeer tevreden – uitermate tevreden3. De antwoorden op deze vraag werden herscoord tot een schaal van 0 tot 6 waarbij een hogere score duidt op een grotere tevredenheid met het gezinsleven.

5.2 Onafhankelijke variabelen op individueel niveau Volgende variabelen worden opgenomen als onhafhenkelijke variabelen op individueel niveau: • Leeftijd: de variabele leeftijd wordt opgesplitst in 3 grote categorieën: 25- 34-jarigen, 3544-jarigen en 45-54-jarigen. • Opleiding: de variabele opleiding bestaat uit 3 categorieën: laag - middelmatig - hoog opleidingsniveau. • Samenwonen: de variabele samenwonen is een dichotome variabele met waarde 1 wanneer de respondent niet gehuwd is met de partner waarmee hij of zij samenleeft. De referentiecategorie (waarde 0) bestaat met andere woorden uit de gehuwde respondenten. 2

Ook de antwoordcategorie ‘geen mening’ was expliciet voorzien

332 | Vanassche, Swicegood & Matthijs

• De aanwezigheid van kinderen in het huishouden: op basis van de vragen in de ISSP -vragenlijst kunnen we enkel een onderscheid maken tussen twee grote leeftijdscategorieën van kinderen, met name kinderen jonger dan 6 jaar en kinderen tussen 6 en 17 jaar4. Voor beide leeftijdscategorieën werd een dichotome variabele aangemaakt met waarde 1 wanneer kinderen uit die leeftijdscategorie aanwezig zijn in het huishouden en waarde 0 wanneer geen kinderen uit die leeftijdscategorie aanwezig zijn in het huishouden. • Arbeidssituatie: zowel de eigen arbeidssituatie als de arbeidssituatie van de partner wordt in rekening gebracht. We maken een onderscheid tussen full-time werkenden, half-time werkenden (minder dan 35 uren per week), huisvrouwen/mannen en werklozen. De categorie ‘andere’ bestaat onder meer uit mensen die in opleiding zitten of met (vervroegd) pensioen zijn. • Huishoudinkomen: de financiële situatie van de respondenten wordt geoperationaliseerd als het inkomenskwartiel waarin het huishouden van de respondent zich bevindt5. Bijvoorbeeld: mensen uit het eerste inkomenskwartiel bevinden zich bij de 25% huishoudens met het laagste gezinsinkomen. Voor een overzicht van de absolute aantallen en frequenties voor deze individuele variabelen, zie bijlage 3.

5.3 Onafhankelijke variabelen op nationaal niveau6 Volgende variabelen worden opgenomen als onafhankelijke variabelen op nationaal niveau: • Het Bruto Nationaal Inkomen per capita als indicator van de economische welvaart van een land. • Het percentage van het Bruto Nationaal Product dat de staat spendeert aan sociale uitgaven als indicator van de relatieve grootte van het welvaartsstaatsbudget. • Het aantal huwelijken per 1000 inwoners als indicator van de dominantie van het huwelijk als samenlevingsverband tussen partners. • De tewerkstellingsgraad van vrouwen als indicator van de dominatiegraad van het combinatiemodel (gelijke verdeling van de beroepsarbeid tussen mannen en vrouwen binnen het gezin)7. Een overzicht van de waarden op deze indicatoren voor de 21 landen is terug te vinden in bijlage 4.

Afhankelijk van de start van de leerplicht in een land varieert de leeftijdgrens tussen de 5 à 6 jaar.

Het inkomenskwartiel werd voor iedere land afzonderlijk berekend en op de volledige dataset (zonder leeftijdsbeperking).

Om de vergelijkbaarheid van de nationale indicatoren zoveel mogelijk te garanderen werd er voor gekozen om ook voor Vlaande-

ren nationale (Belgische) indicatoren te gebruiken in plaats van regionale indicatoren. In tegenstelling tot het éénverdienersmodel

huwelijk EN kinderen als sleutel tot geluk?

333

Daarnaast zijn we ook geïnteresseerd in hoe de 21 landen verschillen inzake de algemene opvattingen met betrekking tot het huwelijk, samenwonen, ouderschap, ... Hiervoor maken we gebruik van de 9 vragen die peilen naar de individuele attitudes ten aanzien van deze verschillende gezinsvormen. Om na te gaan of achter deze 9 items één of meerdere attitudedimensies liggen, werd een exploratieve factoranalyse uitgevoerd8. De resultaten van deze factoranalyse, waarbij correlatie tussen de factoren werd toegestaan, tonen drie grotere achterliggende factoren aan. Op basis van deze factoroplossing werden drie factorscores berekend voor iedere respondent. Bij het berekenen van een factorscore wordt ieder item proportioneel gewogen naargelang de grootte van de factorlading: hoe hoger de lading, hoe meer het item doorweegt (Rummel, 1967). Voor het berekenen van de score van een respondent op een bepaalde factor, wordt de waarde van deze respondent op ieder item vermenigvuldigd met het gewicht van dat item, waarna al deze producten worden opgeteld. In een volgende stap werden de gemiddeldes berekend per land op deze drie factoren voor de 25- tot 54-jarigen (met of zonder partner!). De factoroplossing op basis waarvan deze factorscores werden berekend, zijn terug te vinden in tabel 1. Tabel 1: Factorladingen voor de principale componentenanalyse met promax rotatie met de 9 items rond gezinswaarden Factor1 Factor2 Factor3 1. Gehuwde mensen zijn doorgaans gelukkiger dan ongehuwde. 0.055 0.660 0.228 2. Een slecht huwelijk is beter dan helemaal geen huwelijk. -0.120 0.820 -0.199 3. Mensen die kinderen willen, zouden moeten trouwen. 0.400 0.450 0.191 4. Eén ouder alleen kan een kind even goed opvoeden als twee ouders samen. 0.558 -0.220 0.381 5. Het is geen probleem als een koppel samenwoont zonder de bedoeling om te 0.704 0.273 0.011 trouwen. 6. Het is een goed idee dat een koppel dat wil trouwen eerst ongehuwd samen- 0.700 0.171 -0.193 woont. 7. Een echtscheiding is gewoonlijk de beste oplossing als een koppel de problemen in 0.622 -0.193 -0.161 zijn huwelijk niet kan oplossen. 8. Kinderen zien opgroeien is de grootste vreugde in het leven. -0.083 -0.103 0.775 9. Mensen die nooit kinderen hebben gehad, leiden een leeg leven. -0.118 0.350 0.640 Noot: De uitspraken werden beoordeeld met een vijfpuntenschaal van helemaal akkoord (waarde 1) tot helemaal niet akkoord (waarde 5), met ‘geen mening’ als expliciete antwoordcategorie. Items 1, 2, 3, 8 en 9 werden gespiegeld. Noot: De hoogste factorlading voor elk item staat vet gedrukt.

De exploratieve factoranalyse werd uitgevoerd op de volledige dataset van de 21 betrokken landen, dus zonder restricties op leeftijd en partnersituatie.

334 | Vanassche, Swicegood & Matthijs

In de eerste factor wegen voornamelijk items door die peilen naar de mening ten aanzien van alternatieve gezinsvormen, waarbij dus wordt afgeweken van het klassieke huwelijk. In landen waar hoog wordt gescoord op deze factor heerst dus nog een grotere tegenstand tegen samenwonen, echtscheiding en alleenstaand ouderschap. In landen waar laag wordt gescoord op deze factor is er een grotere sociale aanvaarding van alternatieve gezinsvormen. Uit figuur 1 blijkt dat vooral de Engelstalige landen en enkele Oost-Europese landen nog eerder afwijzend staan tegenover samenwonen, echtscheiding en alleenstaand ouderschap. De Verenigde Staten blijken het conservatiefst te zijn op het vlak van alternatieve gezinsvormen. In Denemarken, Zweden en Oostenrijk blijkt men het minst afwijzend te staan tegenover deze gezinsvormen. Ook Vlaanderen scoort eerder progressief in internationaal perspectief. 25- tot 54-jarige Vlamingen lijken met andere woorden relatief open te staan voor alternatieve gezinsvormen in vergelijking met de andere bestudeerde landen. Figuur 1: Gemiddelde score ‘afkeuring alternatieve gezinsvormen’ (25-54-jarigen) in 21 landen 1

gemiddelde score factor alternatieve gezinsvormen

0 ,8 0 ,6 0 ,4 0 ,2 0 - 0 ,2 - 0 ,4 - 0 ,6 - 0 ,8 TSJEC

SLOVE

SLOVA

LET

POLEN

HONGA

SPA

PORT

VLA

ZWITS

OOSTR

FRA

NED

DUITS

ZWE

FIN

NOORW

DENM

AUSTR

-1

De tweede factor die uit tabel 1 naar voren komt heeft vooral betrekking op het huwelijk zelf. In landen waar hoog wordt gescoord op deze factor wordt gemiddeld nog veel belang gehecht aan het huwelijk. Wanneer we kijken naar figuur 2 zie we duidelijk dat het hier vooral de Oost-Europese landen zijn die hoog scoren. Australië en de Verenigde Staten lijken opnieuw hoger te scoren dan West-Europa, maar niet zo uitgesproken als bij de factor met betrekking tot alternatieve gezinsvormen. Vlaanderen lijkt opnieuw eerder laag te scoren op deze factor. Het huwelijk staat in Vlaanderen met andere woorden niet meer zo centraal in het leven van 25- tot 54-jarigen in een partnerrelatie in vergelijking met vele andere bestudeerde landen.

huwelijk EN kinderen als sleutel tot geluk?

335

TSJEC

SLOVE

SLOVA

LET

POLEN

HONGA

SPA

PORT

VLA

ZWITS

OOSTR

FRA

NED

DUITS

ZWE

FIN

NOORW

DENM

1 0,8 0,6 0,4 0,2 0 -0,2 -0,4 -0,6 -0,8 -1

AUSTR

gemiddelde score factor huwelijkstraditie

Figuur 2: Gemiddelde score ‘ huwelijkstraditie’ (25-54-jarigen) in 21 landen

Een belangrijke opmerking is dat hoewel deze ‘huwelijksfactor‘ correleert met de vorige factor (interfactorcorrelatie factor 1 en 2= 0.27518), uit de vergelijking van figuur 1 en figuur 2 duidelijk blijkt dat beide factoren toch een andere dimensie meten. Landen kunnen gemiddeld relatief hoog scoren op de ene factor, maar laag op de andere en omgekeerd. Een hoge waarde toekennen aan het huwelijk hoeft dus niet noodzakelijk gepaard te gaan met een afkeuren van alternatieve gezinsvormen, terwijl een aanvaardende houding tegenover alternatieve gezinsvormen niet noodzakelijk het huwelijk minder centraal plaatst. De derde en laatste factor die tabel 1 bevat heeft vooral betrekking op de waardering van het ouderschap. Binnen landen waar hoog wordt gescoord op deze factor wordt het ouderschap hoog gewaardeerd. Als we kijken naar Figuur 3 zie we dat in de meeste Oost-Europese landen het ouderschap nog heel centraal staat, uitgezonderd in Polen. Ook in Portugal lijkt het ouderschap hoog te staan aangeschreven. Vlaanderen scoort samen met Nederland het laagst inzake de waarde die gehecht wordt aan het hebben van kinderen. Het ouderschap wordt in Vlaanderen door de 25- 54-jarigen in een partnerrelatie dus minder gewaardeerd dan in de andere landen in deze studie.

336 | Vanassche, Swicegood & Matthijs

TSJEC

SLOVE

SLOVA

LET

POLEN

HONGA

SPA

PORT

VLA

ZWITS

OOSTR

FRA

NED

DUITS

ZWE

FIN

NOORW

DENM

1 0,8 0,6 0,4 0,2 0 -0,2 -0,4 -0,6 -0,8 -1

AUSTR

gemiddelde score factor ouderschap

Figuur 3: Gemiddelde score â€˜ouderschapâ€™ (25-54-jarigen) per land

6. Methode Wegens mogelijke genderverschillen in de invloed van de huwelijksstatus en de aanwezigheid van kinderen op de twee welzijnsmaten (zie supra) worden de modellen afzonderlijk geschat voor mannen en voor vrouwen. In een eerste stap bekijken we hoe over de 21 landen heen de gezinsstructuur van mannen en vrouwen (burgerlijke staat, aanwezigheid van kinderen, arbeidssituatie van beide partners) een invloed uitoefent op het gerapporteerde geluk en de tevredenheid met het gezinsleven. We maken hiervoor gebruik van multi-level modellen met robuste standaardfouten, gezien beide afhankelijke variabelen niet aan de normaliteitassumptie voldoen. Vervolgens gaan we na welke nationale indicatoren verantwoordelijk zijn voor eventuele verschillen tussen de landen inzake het geluk en de tevredenheid met het gezinsleven van de inwoners. Tenslotte gaan we na of de aanwezigheid van kinderen en het al dan niet gehuwd zijn een andere invloed hebben op het welzijn van individuen naargelang een aantal specifieke nationale indicatoren.

7. Resultaten 7.1 Maken het huwelijk en kinderen mensen gelukkig? Tabel 2 geeft de resultaten weer van de multi-level analyse met de 21 landen voor de individuele variabelen. De verklaarde variantie binnen de landen is nergens hoger dan 4%, maar gezien

huwelijk EN kinderen als sleutel tot geluk?

337

de aard van onze afhankelijke variabelen is dit niet uitzonderlijk laag. We zien ook dat 12% van de variantie in het gemiddelde geluk van mannen tussen de landen te wijten is aan compositionele effecten.9 Toch blijft voor de vier modellen nog steeds een significante hoeveelheid variantie tussen de landen bestaan inzake het gerapporteerde geluk en de tevredenheid met het gezinsleven. We komen hier later op terug. Het intercept (of het algemene gemiddelde over alle landen heen) ligt voor de 4 modellen tussen 4.513 en 4.887, wat relatief hoog is. Tabel 2: Resultaten van de multi-level regressie analyse voor mannen en vrouwen hun geluk en tevredenheid met het gezinsleven in 21 landen10

Intercept Leeftijd: 25-34-jarigen (ref) 35-44-jarigen 45-54-jarigen Opleiding in categorieën laag midden (ref) hoog Samenwonen (ref:gehuwd) Aanwezigheid kinderen < 6 jaar (ref:nee) Aanwezigheid kinderen 6-17 jaar (ref:nee) Arbeidssituatie: voltijds (ref) halftijds huisman/vrouw werkloos ander

Mannen Vrouwen Tevredenheid Tevredenheid Geluk Geluk gezinsleven gezinsleven (laag-hoog) (laag-hoog) (laag-hoog) (laag-hoog) 4.545 (.051) *** 4.887 (.067)*** 4.513 (.044)*** 4.776 (.058)***

-.115 (.034)*** -.260 (.048)***

-.162 (.037)*** -.250 (.050)***

-.191(.020)*** -.194 (.046)*** -.286 (.042)*** -.265 (.057)***

.041 (.046)

.051 (.050)

-.085 (.042)*

-.061 (.050)

-.032 (.031) -.100 (.039)** .036 (.030) -.073 (.018)***

-.070 (.028)** -.169 (.045)*** .032 (.037) -.019 (.023)

.003 (.030) -.112 (.032)*** .024 (.028) -.068 (.025)**

-.009 (.034) -.088 (.031)** .016 (.036) -.066 (.031)*

.012 (.057) .032 (.238) -.424 (.100)*** -.011 (.120)

.004 (.046) .187 (.268) -.267 (.104)** -.102 (.140)

.064 (.024)** .057 (.036) .051 (.062) .027 (.070)

.084 (.025)*** .089 (.048) .026 (.072) -.020 (.065)

De verklaarde variantie tussen en binnen de landen wordt berekend door te kijken in welke mate de variantiecomponenten σu en σe zijn afgenomen in vergelijking met het unconditional means model (Bryk & Raudenbush, 1992). Analyses werden uitgevoerd op de gewogen dataset. Voor meer uitleg over de aanmaak van de nationale weegcoëfficiënten

verwijzen we naar het codeboek (Zentralarchiv fuer Empirische Sozialforschung, 2004).

338 | Vanassche, Swicegood & Matthijs

Arbeidssituatie partner: voltijds (ref) halftijds .040 (.033) huisman/vrouw .123 (.045)** werkloos -.117 (.084) ander .094 (.097) Inkomenskwartiel huishouden: 1° kwartiel -.089 (.035)** 2° kwartiel (ref) 3° kwartiel .084 (.034)* 4° kwartiel .142 (.046)** Observaties 4735 R-squared within .04 R-squared between .12 R-squared total .04 σe .023 (.007) σu .706 (.027) -2LL 11856,23

.033 (.034) .094 (.065) .124 (.073) .087 (.103)

-.020 (.053) -.179 (.218) -.291(.075)*** -.068 (.076)

-.010 (.067) -.068 (.155) -.268 (.119)* .016 (.075)

-.038 (.040)

-.054 (.024)*

-.042 (.045)

.060 (.042) .068 (.035) 4764 .02 .00 .02 .030 (.012) .761(.049) 12305,300

.042 (.030) .157 (.042)*** 6337 .03 .05 .03 .038 (.013) .768 (.033) 16317,670

-.003 (.035) .101 (.035)** 6364 .02 .05 .02 .039 (.014) .890 (.049) 17351,240

* p < 0.05, ** p <0.01, *** p< 0.001; Noot: multi-level analyse met robust sandwich estimators; Noot: ( )= Standaardfouten We bespreken eerst bondig de resultaten van de controlevariabelen. Een eerste vaststelling is dat het gerapporteerde geluk en de tevredenheid met het gezinsleven daalt naarmate men ouder wordt, dit zowel bij mannen als bij vrouwen. Zowel de groep van de 35-44-jarigen als de groep van de 45-54-jarigen scoort significant lager dan de jongste groep in de 4 modellen. Daarbij is de coëfficiënt van de oudste groep ook beduidend hoger dan deze van de middelste leeftijdsgroep. Met andere woorden, tussen de leeftijd van 25 en 54 jaar heeft ouder worden een negatief effect op het geluk en de tevredenheid met het gezinsleven van mannen en vrouwen. Wat het opleidingsniveau betreft vinden we enkel een significant verschil terug inzake het gerapporteerde geluk voor vrouwen en de tevredenheid met het gezinsleven voor mannen. Laag opgeleide vrouwen blijken een lager niveau van geluk te ervaren dan vrouwen uit de middengroep. Hoog opgeleide mannen daarentegen blijken minder tevreden met hun gezinsleven dan mannen uit de middelste opleidingscategorie.

huwelijk EN kinderen als sleutel tot geluk?

339

Het inkomenskwartiel waartoe het huishouden van mannen en vrouwen behoort, blijkt vooral een rol te spelen voor het gerapporteerde geluk. Mannen en vrouwen uit het laagste inkomenskwartiel rapporteren minder gelukkig te zijn dan diegene in het tweede inkomenskwartiel, terwijl mannen en vrouwen uit het hoogste inkomenskwartiel gemiddeld gelukkiger blijken te zijn dan diegenen in het tweede inkomenskwartiel. Voor de tevredenheid met het gezinsleven speelt het inkomenskwartiel waarin het huishouden zich bevindt geen rol voor mannen, bij de vrouwen rapporteren enkel diegenen uit het hoogste inkomenskwartiel gemiddeld een grotere tevredenheid dan de referentiegroep. Vervolgens bekijken we het effect van de huwelijksstatus. De resultaten tonen duidelijk aan dat bij zowel de mannen als de vrouwen gehuwden significant hoger scoren dan samenwonenden. Opvallend is dat terwijl de coëfficiënt voor mannen en vrouwen quasi gelijk is voor het gemiddelde geluk, de coëfficiënt van de mannen bijna dubbel zo groot is als die van de vrouwen voor de tevredenheid met het gezinsleven. Om te controleren voor leeftijdseffecten werd ook de interactie tussen de huwelijksstatus en de leeftijd van de respondenten getest, maar het toevoegen van deze interactietermen bleek noch voor mannen noch voor vrouwen tot een verbetering van het model te leiden. De resultaten voor jonge en oudere kinderen in het huishouden tonen duidelijke verschillen. De aanwezigheid van jonge kinderen in het huishouden blijkt noch voor mannen noch voor vrouwen een significant effect te hebben op het gelukkig zijn en de tevredenheid met het gezinsleven. De aanwezigheid van kinderen tussen de leeftijd van 6 en 17 jaar daarentegen blijkt finaal zowel mannen als vrouwen ongelukkiger te maken. Wat de tevredenheid met het gezinsleven betreft blijken echter alleen vrouwen een negatieve invloed te ondervinden van de aanwezigheid van oudere kinderen. Opnieuw werden interactie-effecten getest met de leeftijd van de respondenten, maar de invloed van de aanwezigheid van respectievelijk jonge en oudere kinderen bleek niet te variëren naargelang de leeftijd van de mannen en vrouwen. Ook werd nagegaan of een maat die respectievelijk het aantal jonge en oude kinderen in rekening bracht (met telkens de onderverdeling geen kinderen, één kind, twee kinderen, drie kinderen of meer) tot een verbetering van het model leidde. Dit bleek niet het geval. Ten slotte werd ook nagegaan of de aanwezigheid van kinderen interageerde met de huwelijksstatus van de mannen en vrouwen. Ook dit bleek niet het geval. Ten slotte zijn er de resultaten voor zowel de eigen arbeidssituatie als de arbeidssituatie van de partner. Wat de eigen arbeidssituatie betreft, zien we dat werkloze mannen zich heel wat ongelukkiger lijken te voelen en minder tevreden zijn met hun gezinsleven dan hun full-time werkende seksegenoten. Voor vrouwen daarentegen blijkt werkloosheid geen enkele invloed uit te oefenen op de welzijnsmaten. Part-time werkende vrouwen daarentegen voelen zich dan wel weer gelukkiger dan full-time werkende vrouwen, alsook rapporteren ze een hogere mate van tevredenheid met hun gezinsleven. Als we vervolgens kijken naar de invloed van de arbeidssituatie van de partner dan zien we dat mannen zich gelukkiger lijken te voelen wan-

340 | Vanassche, Swicegood & Matthijs

neer hun partner er voor kiest om thuis te blijven. Voor de vrouwen daarentegen blijkt een werkloze partner een negatieve invloed uit te oefenen op zowel het gerapporteerde geluk als de tevredenheid met het gezinsleven.

7.2 Contextuele effecten 7.2.1 Hoe gelukkig zijn Vlamingen in internationaal perspectief? We zagen bij de bespreking van de individuele effecten reeds dat, na controle voor compositionele effecten, een significante hoeveelheid variantie blijft bestaan tussen de landen inzake het gerapporteerde geluk en de tevredenheid met het gezinsleven. Figuren 4, 5, 6 en 7 tonen de nationale verschillen op de twee welzijnsmaten voor 25-54-jarige mannen en vrouwen in een partnerrelatie. De nationale gemiddeldes worden in deze figuren vergeleken met het algemene gemiddelde en er wordt een significantieniveau gehanteerd van .05 om te spreken van een significant hogere of lagere score. Als we kijken naar figuur 4 dan zien we dat in Letland, Slowakije, TsjechiĂŤ, Polen, Duitsland en Vlaanderen mannen ongelukkiger zijn dan gemiddeld. Vlaanderen behoort met andere woorden, samen met Duitsland11, tot de lager scorende groep met overwegend Oost-Europese landen. In het Verenigd Koninkrijk, Denemarken, Zwitserland, de Verenigde Staten en Oostenrijk blijken mannen daarentegen gelukkiger te zijn gemiddeld.

OOSTR

ZWITS

DENM

FIN

PORT

FRA

NED

SLOVE

NOORW

SPA

ZWE

HONGA

VLA

AUSTR

DUITS

POLEN

TSJECH

LET

0,5 0,4 0,3 0,2 0,1 0 -0,1 -0,2 -0,3 -0,4 -0,5

SLOVA

Figuur 4: Residuen voor de verschillende landen inzake het gemiddelde geluk voor mannen (25-54-jarigen)

Noot: verschil met het algemene gemiddelde na controle voor compositionele effecten op basis van model uit tabel 2 Het is mogelijk dat de lage score van Duitsland te wijten is aan de geschiedenis van West- en Oost-Duitsland. In het kader van

dit onderzoek wordt Duitsland echter op zijn geheel beschouwd.

huwelijk EN kinderen als sleutel tot geluk?

341

Wat de gemiddelde tevredenheid met het gezinsleven betreft bij de mannen zien we dat Letland, Tsjechië en Slowakije significant lager scoren, terwijl mannen meer tevreden lijken met hun gezinsleven in het Verenigd Koninkrijk, Slovenië, Denemarken en Oostenrijk (figuur 5). Vlaanderen scoort opnieuw relatief laag in vergelijking met de andere landen, maar niet significant verschillend van het algemene gemiddelde.

DENM

OOSTR

SLOVE

ZWITS

NED

NOORW

PORT

POLEN

DUITS

SPA

ZWE

FIN

FRA

VLA

HONGA

SLOVA

AUSTR

LET

0,5 0,4 0,3 0,2 0,1 0 -0,1 -0,2 -0,3 -0,4 -0,5

TSJECH

Figuur 5: Residuen voor de verschillende landen inzake de gemiddelde tevredenheid met het gezinslevenvoor mannen (25-54-jarigen)

Noot: verschil met het algemene gemiddelde na controle voor compositionele effecten op basis van model uit tabel 2 Wat de vrouwen betreft, zien we dat in Letland, Slowakije, Tsjechië, Polen en Duitsland beduidend lager wordt gescoord inzake het gemiddelde geluk (figuur 6). Opnieuw lijkt Vlaanderen eerder aan de lage kant te scoren in internationaal perspectief, zij het niet significant verschillend van het algemene gemiddelde. In het Verenigd Koninkrijk, de Verenigde Staten, Zwitserland en Oostenrijk blijkt het gemiddelde geluk van vrouwen hoger te liggen dan gemiddeld. Figuur 7 ten slotte toont de crossnationale verschillen inzake de tevredenheid met het gezinsleven van vrouwen. Opnieuw zijn het drie Oost-Europese landen waar vrouwen beduidend lager scoren, met name Slowakije, Letland en Tsjechië. Vlaamse vrouwen scoren gemiddeld inzake tevredenheid met het gezinsleven. Enkel Oostenrijk, Zwitserland en het Verenigd Koninkrijk scoren significant hoger dan het algemene gemiddelde.

342 | Vanassche, Swicegood & Matthijs

OOSTR

ZWITS

FIN

HONGA

NED

ZWE

AUSTR

FRA

PORT

NOOR

DENM

SLOVE

VLA

SPA

DUITS

POLEN

TSJECH

LET

0,5 0,4 0,3 0,2 0,1 0 -0,1 -0,2 -0,3 -0,4 -0,5

SLOVA

Figuur 6: Residuen voor de verschillende landen inzake het gemiddelde geluk voor vrouwen (25-54-jarigen)

OOSTR

ZWITS

HONGA

DENM

SLOVE

NED

ZWE

DUITS

PORT

AUSTR

VLA

NOORW

FRA

POLEN

FIN

SPA

TSJECH

SLOVA

0,5 0,4 0,3 0,2 0,1 0 -0,1 -0,2 -0,3 -0,4 -0,5

LET

Figuur 7: Residuen voor de verschillende landen inzake gemiddelde tevredenheid met het gezinsleven voor vrouwen (25-54-jarigen)

Noot: verschil met het algemene gemiddelde na controle voor compositionele effecten op basis van model uit tabel 2

huwelijk EN kinderen als sleutel tot geluk?

343

7.2.2 Determinanten van crossnationale verschillen in geluk Tabellen 3 en 4 bevatten de resultaten voor de multi-level modellen waaraan ook de contextuele variabelen werden toegevoegd. Aangezien het aantal landen beperkt is, kijken we eerst naar het effect van iedere level 2-variabele afzonderlijk. We bekijken achtereenvolgens de verschillen in gemiddeld geluk tussen (1) de verschillende welvaartsstaatsregimes12, (2) de vrouwelijke tewerkstellingsgraad, (3) het aantal huwelijken per 1000 inwoners, (4) het % van het BNP aan sociale uitgaven, (5) het bruto nationaal inkomen per capita en (6)-(8) de algemene opvattingen met betrekking tot alternatieve gezinsvormen, het huwelijk en het ouderschap. Daarna schatten we een model met alle contextuele variabelen samen om het effect van iedere variabele te zien na controle voor de andere. In de laatste kolom ten slotte worden telkens de resultaten van het meest spaarzame model gepresenteerd dat zoveel mogelijk van de variantie tussen de landen verklaart. Bij de bespreking van de resultaten beperken we ons tot de resultaten van dit laatste model. Het belangrijkste resultaat in beide tabellen en voor beide welzijnsmaten is dat, na controle voor de individuele variabelen en de welvaart van een land (BNI per capita), de attitudevariabelen een grote verklarende kracht hebben inzake de variantie tussen de landen. Vrouwen en mannen lijken gelukkigst in landen met een hoge economische welvaart, een aanvaardende houding ten aanzien van alternatieve gezinsvormen, maar waar ook de traditionele gezinswaarden zoals het huwelijk en het ouderschap hoog staan aangeschreven. Vrouwen lijken ook ongelukkiger in de Oost-Europese landen, terwijl dit effect voor de mannen geneutraliseerd wordt door de andere variabelen. Vier contextuele variabelen verklaren 70% van de variantie in geluk tussen de landen voor de mannen, vijf variabelen bij de vrouwen verklaren 73% van de variantie. Wat de tevredenheid met het gezinsleven van mannen en vrouwen betreft, blijkt de centraliteit van het ouderschap geen rol meer te spelen, en ook de Oost-Europese vrouwen blijken na controle voor de andere factoren niet meer lager te scoren. Het zijn voornamelijk de economische welvaart van een land, de aanvaarding van alternatieve gezinsvormen en de sociale waardering van het huwelijk die een grotere mate van tevredenheid met het gezinsleven met zich meebrengen. Drie contextuele variabelen verklaren 59% van de variantie in tevredenheid met het gezinsleven tussen de landen voor de mannen en 63% van de vari-

In eerste instantie werden de 5 welvaartstaatsregimes in het model opgenomen, met de conservatieve welvaartsstaten als

referentiecategorie. Om enkele vrijheidsgraden te winnen werden in een volgende stap enkel die categorieĂŤn aan het model toegevoegd die significant bleken te verschillen van de referentiegroep. De andere categorieĂŤn werden samengevoegd met de referentiecategorie. In de tabellen worden enkel deze finale resultaten gepresenteerd.

344 | Vanassche, Swicegood & Matthijs

antie voor de vrouwen. Enige voorzichtigheid is wel geboden bij de interpretatie van deze R2-waarden. Gezien deze R2-waarden niet dezelfde zijn als de traditionele R2-statistiek, en ze enkel betrekking hebben op het aandeel van de verklaarbare variantie die verklaard wordt, kunnen ze een hoge waarde hebben zonder veel te verklaren (omdat er niet veel te verklaren is) (Singer, 1998). Onze variantie op landenniveau is sowieso laag (mede door het lage aantal eenheden) en de verhouding van het aantal parameters ten opzichte van het aantal landen is te laag om tot robuuste schattingen te komen. Tabel 3: Contextuele effecten op het geluk en de tevredenheid met het gezinsleven van mannen Geluk Model Oost-Europees

III

VII

-.207**

% vrouwen tewerkgesteld

.010***

Best

-.001 .079***

Sociale uitgaven

.037 .009

BNI per capita (*1000)

-.005 .010***

Afkeuring alternatieve gezinsvormen

.015** .016 (.004) *** -.156

Centraliteit huwelijk

-.254*** -.191(.083)** -.170**

Centraliteit ouderschap

.037 -.107

.42

IX -.041

Huwelijken/inwoners

R-square between

VIII

.38

.26

.15

.54

.159 (.072)*

.190** .163 (.078)*

.15

.26

.15

.73

.70

VII

VIII

Best

Tevredenheid gezinsleven Model

Oost-Europees

-.233*

Mediterraan

-.118**

% vrouwen tewerkgesteld

III

-.037 .016 .009**

Huwelijken/inwoners

-.003 .054

Sociale uitgaven

.040 .021*

BNI per capita (*1000)

.016 .011***

Afkeuring alternatieve gezinsvormen

.015* -.232

Centraliteit huwelijk

-.222* -.300(.097)** -.190*

Centraliteit ouderschap R-square between

.31

.14

.03

.21

.38

.17

.014 (.003)***

.17

.281** .216(.108)* -.160

.067

.07

.66

.59

Noot: multi-level analyse, individuele variabelen inclusief (zie tabel 2) Noot: ( )= Standaardfouten

huwelijk EN kinderen als sleutel tot geluk?

345

Tabel 4: Contextuele effecten op het geluk en de tevredenheid met het gezinsleven van vrouwen Model I II Oost-Europees -.285*** % vrouwen tewerkgesteld .012** Huwelijken/ 1000 inwoners Sociale uitgaven BNI per capita (*1000) Afkeuring alternatieve gezinsvormen Centraliteit huwelijk Centraliteit ouderschap R-square between .45 .30 Model I II Oost-Europees -.263** Mediterraan -.143* % vrouwen tewerkgesteld .011** Huwelijken/inwoners Sociale uitgaven BNI per capita (*1000) Afkeuring alternatieve gezinsvormen Centraliteit huwelijk Centraliteit ouderschap R-square between .39 .24

III

Geluk IV V

VII

VIII

.068* .011 .013*** -.136 -.171 .15 .15 .50 .15 Tevredenheid gezinsleven III IV V VI

.18

-.142 .10

VII

VIII

.046 .018 .011** -.224 -.164 .10

.20

.41

.22

.17

IX -.237* -.001 .001 .000 .017** -.205* .328** .226* .73

Best -.243(.105)*

.016(.004)*** -.206(0.089)* .330(.104)** .220(.089)* .73

IX Best -.184 -.029 .000 .014 .011 .053 .018(.004)*** -.297** -.354(.105)*** .422*** .329(.099)** -.157 .112 .12 .71 .63

Noot: multi-level analyse, individuele variabelen inclusief (zie tabel 2) Noot: ( )= Standaardfouten

7.3 Interactie-effecten tussen individuele en contextuele variabelen Ten slotte worden onze twee centrale onderzoekshypothesen getest: (1) de invloed van de huwelijksstatus (gehuwd versus samenwonend) op het geluk en de tevredenheid met het gezinsleven van mannen en vrouwen zal verschillen naargelang de waarde die wordt gehecht aan het huwelijk binnen een samenleving, en (2) de invloed van de aanwezigheid van kinderen in het huishouden op het geluk en de tevredenheid met het gezinsleven van mannen en vrouwen zal verschillen naargelang de waardering van het ouderschap binnen een samenleving. Hiertoe werden telkens cross-level interactietermen aangemaakt met de betrokken variabele

346 | Vanassche, Swicegood & Matthijs

op individueel niveau enerzijds en de betrokken variabele op landenniveau anderzijds. De interactie-effecten werden telkens getest op het model met de individuele variabelen uit tabel 2 en de contextuele variabelen van het beste model uit tabel 3 en 4. Bij de interpretatie van de resultaten moet dus opnieuw de onevenwichtige verhouding tussen het aantal meeteenheden en covariaten op landenniveau in gedachte worden gehouden. Wat het huwelijkseffect betreft, vinden we een interactie-effect bij de vrouwen met de geaggregeerde attitudevariabele die de sociale afkeuring van alternatieve gezinsvormen uitdrukt, en dit voor beide welzijnsmaten. Naargelang landen een eenheid hoger scoren op deze attitudeschaal, wordt het effect van het huwelijk op het geluk en de tevredenheid met het gezinsleven van vrouwen respectievelijk 0.227 (SE13=0.079; p<0.01) en 0.239 (SE= 0.108; p<0.05) groter. In landen zoals Denemarken, Oostenrijk en Duitsland, waar alternatieve gezinsvormen meer aanvaard worden, zou het huwelijk nauwelijks of geen invloed uitoefenen op het gerapporteerde geluk en de tevredenheid met het gezinsleven van vrouwen. Ook in Vlaanderen is het huwelijk voor 25-54-jarige vrouwen in een partnerrelatie van weinig belang, dit in tegenstelling tot in landen waar men meer sceptisch staat tegenover alternatieve gezinsvormen. Vooral in de Engelstalige en Oost-Europese landen is het huwelijk belangrijk voor het geluk en de tevredenheid met het gezinsleven van vrouwen. Bij de mannen wordt geen interactie-effect gevonden tussen de huwelijksstatus en respectievelijk de sociale waardering van het huwelijk en de afkeuring van alternatieve gezinsvormen. Onze eerste onderzoekshypothese wordt dus enkel bevestigd voor de vrouwen. Vervolgens bekijken we hoe de aanwezigheid van kinderen interageert met de centraliteit van het ouderschap in een land. Enkel de aanwezigheid van jonge kinderen blijkt te interageren met de sociale waardering van het ouderschap inzake het gerapporteerde geluk van mannen: indien een eenheid hoger wordt gescoord inzake de waardering van het ouderschap in een land, wordt de invloed van de aanwezigheid van jonge kinderen op het gerapporteerde geluk van mannen 0,200 groter (SE=0.075; p<0.01). Als we terugkijken naar figuur 3, dan zien we dat vooral in Oost-Europese landen de aanwezigheid van jonge kinderen in het huishouden mannen gelukkiger maakt. Vlaanderen scoort samen met Nederland het meest negatief inzake de invloed van jonge kinderen op het geluk van mannen. De lage sociale waardering van het ouderschap in Vlaanderen kan er met andere woorden voor zorgen dat het prille vaderschap gepaard gaat met minder positieve effecten voor de gelukstoestand van mannen.Voor vrouwen blijkt het effect van de aanwezigheid van jonge kinderen niet afhankelijk te zijn van de sociale waardering van het ouderschap. Onze tweede onderzoekshypothese wordt dus enkel bevestigd voor de geluksmaat bij mannen. SE=standaardfout

huwelijk EN kinderen als sleutel tot geluk?

347

Tot slot werden ook alle mogelijke interacties tussen de huwelijks- en ouderschapsstatus en respectievelijk de economische welvaart, de sociale uitgaven, de tewerkstellingsgraad van vrouwen en het huwelijkscijfer getest. Slechts één van deze interactietermen leidt tot een significante verbetering van het model. De invloed van de aanwezigheid van oudere kinderen in het huishouden op de tevredenheid met het gezinsleven van vrouwen blijkt afhankelijk te zijn van de relatieve grootte van de welvaartsstaat. Wanneer het percentage van het BNP aan sociale uitgaven met 1 eenheid toeneemt, dan wordt het effect van de aanwezigheid van oudere kinderen op de tevredenheid met het gezinsleven van vrouwen 0.012 kleiner (SE=0.005; p<0.05). Tegen de directe verwachtingen in ervaren vrouwen in landen met grotere sociale uitgaven dus een negatiever effect van de aanwezigheid van oudere kinderen in het huishouden.

8. Besluit De laatste decennia is het gezinsleven onderhevig geweest aan heel wat veranderingen. De populariteit van het huwelijk als samenlevingsvorm tussen partners neemt af en het gehuwde koppel met kinderen krijgt in heel wat westerse samenlevingen concurrentie van alternatieve gezinsvormen. Binnen deze wijzigende context is reeds heel wat onderzoek gebeurd naar de invloed van specifieke gezinssituaties op het geluk van mannen en vrouwen. In deze studie werd gekeken hoe culturele en institutionele verschillen de relatie tussen de gezinssituatie en het subjectief welzijn van mannen en vrouwen vorm geven. Eerst werden de 21 bestudeerde landen vergeleken op het vlak van opvattingen ten aanzien van het huwelijk, alternatieve gezinsvormen en het ouderschap. In vergelijking met de andere bestudeerde landen staan 25-54-jarige Vlamingen open voor alternatieve gezinsvormen, is de sociale waardering van het huwelijk relatief laag, en wordt de ouderrol laag gewaardeerd. Vervolgens werd nagegaan hoe de aanwezigheid van kinderen in het huishouden en de huwelijkstatus een invloed hebben op het geluk en de tevredenheid met het gezinsleven van 24-54jarige mannen en vrouwen die samenleven met een partner. Een eerste belangrijke bevinding is dat, in overeenstemming met voorgaand onderzoek, het huwelijk een belangrijke bron van geluk blijkt te zijn voor zowel mannen als vrouwen. Gehuwde personen zijn over het algemeen gelukkiger dan samenwonenden, wat een bevestiging is van de investeringshypothese die stelt dat de positieve effecten van een partnerrelatie versterkt worden door de langetermijnsverbintenis waar het huwelijk voor staat. Toch blijkt het effect van het huwelijk voor vrouwen sterk afhankelijk van de sociale aanvaarding van alternatieve gezinsvormen. Meer specifiek blijkt dat in landen waar alternatieve gezinsvormen meer sociale goedkeuring ondervinden, het verschil tussen gehuwde en samenwonende vrouwen veel kleiner is dan in landen waar men nog eerder afwijzend staat tegenover deze alternatieve gezinsvormen. Deze resultaten werden gevonden voor beide welzijnsmaten, ‘geluk’ en ‘tevredenheid met het gezinsleven’, wat de

348 | Vanassche, Swicegood & Matthijs

resultaten extra overtuigingskracht geeft en gedeeltelijk onze eerste onderzoekshypothese ondersteunt. Bij de mannen vinden we ditzelfde interactie-effect niet terug, en lijkt het positieve effect van het huwelijk overal even sterk te zijn. Een tweede belangrijke bevinding is dat de aanwezigheid van jonge kinderen (<6 jaar) over het algemeen geen invloed lijkt uit te oefenen op het welzijn van 25- tot 54- jarige mannen en vrouwen in een partnerrelatie. De kosten en baten verbonden aan het prille ouderschap lijken elkaar met andere woorden op te heffen. Wel lijkt voor de mannen de invloed van de aanwezigheid van jonge kinderen in het gezin afhankelijk van de sociale waardering van het ouderschap, wat onze tweede centrale onderzoekshypothese gedeeltelijk ondersteunt. Een mogelijke verklaring hiervoor is de relatief kwetsbare positie van de man met betrekking tot het vaderschap. Het ‘moederen’ van de vrouw wordt immers veelal als vanzelfsprekender gezien dan het opnemen van de vaderrol als man, waardoor de maatschappelijke waardering van het ouderschap een belangrijke invloedsfactor lijkt te zijn voor het plezier die mannen aan hun vaderrol beleven. Met Vlaanderen (op gelijke hoogte met Nederland) als het land dat laagst scoort inzake de sociale waardering van het ouderschap, blijkt de aanwezigheid van jonge kinderen hier een eerder negatieve invloed uit te oefenen op het geluk van mannen, dit in tegenstelling tot in heel wat andere landen waar het prille vaderschap wel geassocieerd is met gelukkigere mannen! Een volledig ander beeld zagen we met betrekking tot het effect van de aanwezigheid van oudere kinderen op het geluk en de tevredenheid met het gezinsleven van mannen en vrouwen. Voor zowel de mannen als de vrouwen in deze studie blijkt de aanwezigheid van oudere kinderen in het huishouden (6 tot 17 jaar) gepaard te gaan met een lagere gelukstoestand. Voor de vrouwen blijkt de aanwezigheid van oudere kinderen ook negatief te zijn voor de tevredenheid met het gezinsleven. De kosten-batenbalans van het ouderschap blijkt bij oudere kinderen met andere woorden aan de negatieve kant over te hellen. Gezien men zou veronderstellen dat de tijds- en opportuniteitskosten verbonden aan jongere kinderen groter zijn dan die voor oudere kinderen, blijkt inzake de finale kosten-batenanalyse voornamelijk het gezegde ‘kleine kinderen, kleine zorgen, grote kinderen, grote zorgen” op te gaan. Het feit dat we enkel voor vrouwen een invloed vinden op de tevredenheid met het gezinsleven is een indicatie dat het nog steeds de vrouwen zijn die zich finaal verantwoordelijk voelen voor het goed functioneren van het gezinsleven. Als we onze bevindingen immers in verband brengen met de resultaten van Haller & Hadler (2006) inzake de verschillen tussen de ‘geluksmaat’ en de ‘levenstevredenheidsmaat’, dan lijkt de invloed van oudere kinderen op onze ‘geluksmaat’ eerder op de relationele kant van de ouder-kindrelatie te slaan, terwijl de tevredenheid met het gezinsleven eerder op de functionering van het huishouden betrekking heeft. Wat deze argumentering extra ondersteunt, is het heel opmerkelijke resultaat dat de aanwezigheid van oudere kinderen op

huwelijk EN kinderen als sleutel tot geluk?

349

de tevredenheid met het gezinsleven negatiever wordt naargelang de grootte van de sociale uitgaven van de staat (en met andere woorden naargelang de omvang van de welvaartsstaat). Het lijkt er met andere woorden op alsof de welvaartsstaat lijkt te falen met betrekking tot het ondersteunen van gezinnen met oudere kinderen en dat vooral de vrouwen onder deze situatie te lijden hebben. Deze bevinding is in overeenstemming te brengen met eerdere resultaten van Veenhoven (2000) die een niet-significante maar licht negatieve relatie vond tussen de grootte van de welvaartsstaat en het gemiddelde geluk van de inwoners na controle voor de rijkdom van een land. EĂŠn van de mogelijke verklaringen die hij geeft is dat een groot aantal staatsvoorzieningen niet noodzakelijk de informele ondersteuning door familie kan compenseren, terwijl de aanwezigheid ervan de familiebanden wel kan doen eroderen. Deze gedachte bouwt voort op een uitspraak van Popenoe (1988) die stelde dat een grotere staatsinmenging onder andere tot een inperking van de ondersteunende rol van de familie heeft geleid. Deze redenering wordt ook ondersteund door de resultaten voor de contextuele variabelen met betrekking tot het gemiddelde geluk van mannen en vrouwen op landelijk niveau. Wanneer we immers de sociale waardering van het huwelijk en het ouderschap zien als een indicator van het belang en de sterkte van familierelaties in een samenleving, dan blijkt de ondersteunde rol van de familie heel belangrijk te zijn voor het welzijn van mensen. Een belangrijke boodschap hieruit voor de welvaartsstaat is dan ook dat het beleid zich niet alleen moet richten op alternatieven voor deze primaire ondersteunende relaties, maar ook op het ondersteunen van deze primaire relaties zelf. Het hedendaagse gezinsbeleid in heel wat westerse landen lijkt immers te veel gericht op financiĂŤle tegemoetkomingen, fiscale correcties, sociale voordelen en ondersteunende maatregelen, terwijl een expliciet beleid gericht op het versterken van familie- en gezinsrelaties meer soelaas zou kunnen brengen (Matthijs, 2007). Een laatste belangrijke bevinding met betrekking tot de individuele effecten betreft het feit dat mannen over het algemeen gelukkiger blijken te zijn met een thuisblijvende vrouw, terwijl vrouwen ongelukkiger blijken te zijn met een werkloze man. Werkloosheid heeft een negatieve invloed op het geluk en de tevredenheid met het gezinsleven van mannen, vrouwen voelen zich gelukkiger wanneer ze half-time werken. Deze resultaten zijn een indicatie van het feit dat de 25-54-jarige mannen en vrouwen uit deze studie nog gesocialiseerd werden in het mannelijk kostwinnersmodel. De inspanningen vanuit de overheden om de combinatie arbeid-gezin voor vrouwen te vereenvoudigen heeft er met andere woorden nog niet toe geleid dat mannen en vrouwen zich ook beter voelen in een tweeverdienermodel. Naar toekomstig onderzoek toe zou het dan ook interessant zijn om te gaan kijken in welke mate deze bevindingen interageren met enerzijds de genderrolopvattingen in een land en anderzijds enkele institutionele arrangementen die gericht zijn op het vereenvoudigen van de arbeid-gezinscombinatie. Wat de nationale verschillen in geluk en tevredenheid met gezinsleven betreft, is het belangrijk op te merken dat hoewel het gerapporteerde geluk van mannen en vrouwen over het algemeen

350 | Vanassche, Swicegood & Matthijs

hoog blijkt te zijn, de Vlaamse mannen en vrouwen uit deze studie eerder aan de lage kant lijken te scoren inzake ‘geluk’ en ‘tevredenheid met het gezinsleven’ in internationaal perspectief. Kijkend naar de invloed van de nationale indicatoren op het gemiddelde geluk en de tevredenheid met het gezinsleven van mannen en vrouwen enerzijds, en de scores van België (Vlaanderen) op deze nationale indicatoren anderzijds, zouden we kunnen argumenteren dat vooral de combinatie van een relatief matige economische welvaart met een lage sociale waardering van het huwelijk en het ouderschap hiervoor een verklarende factor is. Zoals eerder gezien lijken de 25-54-jarige Vlamingen laag te scoren op deze twee factoren in internationaal perspectief. Verklaringen voor deze lagere waardering van het ouderschap in Vlaanderen kunnen in verschillende richtingen worden gezocht. Zo kan het probleem gedeeltelijk liggen bij negatieve ervaringen inzake het vervullen van de ouderrol zelf. Het nijpende tekort aan kinderopvang is slechts één voorbeeld van een hindernis waarmee Vlaamse ouders worden geconfronteerd. Daarnaast kan men ook argumenteren dat een mindere waardering van het ouderschap misschien gewoon een uitdrukking is van een aanvaardende houding ten aanzien van mensen die er bewust voor kiezen kinderloos te blijven. Toch blijft de waardering van het ouderschap positief geassocieerd met het gerapporteerde geluk van mannen en vrouwen, wat ook de mogelijkheid van een pessimistischer wereldbeeld impliceert. De lagere waardering van het ouderschap hoeft dan niet noodzakelijk een lagere waardering van de ouderrol in se te betekenen, maar kan ook een eerder pessimistische visie op de toekomst uitdrukken. Wat de waardering van het huwelijk betreft, kunnen we er niet omheen dat België binnen de Europese context één van de hoogste echtscheidingscijfers heeft, gecombineerd met één van de laagste huwelijkscijfers. Deze twee verschijnselen houden ongetwijfeld verband met de relatief lage waardering van het huwelijk door de Vlaamse respondenten in internationaal perspectief. Gelet op de positieve associatie die bestaat tussen de waardering van het huwelijk enerzijds en het geluk en de tevredenheid met het gezinsleven in een land anderzijds, kan dit een uitdrukking zijn van het feit dat een geloof in de duurzaamheid van relaties essentieel is voor het welzijn van individuen. Het versterken van gezinsrelaties lijkt dan ook een belangrijk aandachtspunt voor ons hedendaags gezinsbeleid. Tot slot willen we er ook nogmaals op wijzen dat de resultaten in deze studie betrekking hebben op 25-54-jarige mannen en vrouwen die samenleven met een partner. Comparatief onderzoek naar het welzijn van jongeren, ouderen, alleenstaanden, alleenstaande ouders, ... biedt niet alleen interessante denkpistes voor toekomstig onderzoek, maar kan ook andere nationale welzijnspatronen blootleggen naargelang onder meer de klemtonen die in het beleid worden gelegd.

huwelijk EN kinderen als sleutel tot geluk?

351

Bibliografie Bryk, A.S. & S.W. Raudenbush (1992), Hierarchical lineair models: Applications and data analysis methods. Newbury Park; CA: Sage. Buoazzaoui, B. & E. Mullet (2002), Employment and family as determinants of anticipated life satisfaction : contrasting young adults and elderly peopleâ€™s viewpoints, Journal of Happiness Studies, 3, 129-152. Christophe, B. & H.-H. Noll (2003), Subjective well-being in the European Community, Social Indicators Research, 64, 521-546. Clark, A.E. & A.J. Oswald (1994), Unhappiness and Unemployment, The Economic Journal, 104 (424), 648-59. Coombs, R. (1991), Marital Status and personal well-being: a literature review, Family Relations, 40(1), 97-102. Corijn, M. & Matthijs, K. (2004), Gehuwd en ongehuwd samenwonen in BelgiĂŤ : een sociaal demografisch perspectief. Leuven: KUL Departement Sociologie. Diener, E., C. L. Gohm, E. Suh & S. Oishi (2000), Similarity of the Relations between Marital Status and Subjective Well-Being Across Cultures, Journal of Cross-Cultural Psychology, 31, 419 - 436. Diener, E., C. N. Scollon & R. E. Lucas. (2003.), The evolving concept of subjective well-being and the multifaceted nature of happiness, Advances in Cell Aging and Gerontology ,15, 187-219. Esping-Andersen, G. (1999), Social Foundations of Postindustrial Economies. Oxford: Oxford University Press. Evans, M.D.R. & J. Kelley (2004), Effects of family structure on life satisfaction: Australian evidence, Social Inidicators Research, 69, 303-349. Evenson, R.J. & R.W. Simon (2005), Clarifying the relationship between parenthood and depression, Journal of Health and Social Behaviour, 46, 341-358. Gelissen, J. (2003), Cross-national differences in public consent to divorce: effects of cultural, structural and compositional factors, pp. 339-370 in W. arts, J. Hagenaars & L. Halman (eds.), The Cultural Diversity of the European Unity. Findings, explanations and reflections from the European Values Study. Leiden: Koninklijke Brill. Glenn, N.D. & S. McLanahan (1981), The effects of children on the psychological well-being of older adults, Journal of Marriage and the Family, 43, 409-421. Haller, M. & M. Hadler (2006), How Social Relations and Structures Can Produce Happiness and Unhappiness: An International Comparative Analysis, Social Indicators Research, 75, 169-216. Hayo, B. & W. Seifert (2003), Subjective economic well-being in Eastern Europe, Journal of Economic Psychology, 24, 239-348. Headey, B. & A. Wearing (1992), Understanding Happiness: A Theory of Subjective Well-being. Melbourne, Australia: Longman Cheshire. Kim, H.K. & P.C. McKenry (2002), The relationship between marriage and psychological well-being, Journal of Family Issues, 23(8), 885-991.

352 | Vanassche, Swicegood & Matthijs

Kohler, H.-P., J.R. Behrman & A. Skytthe (2005), Partner + Children = Happiness? The effects of partnerships and fertility on Well-being., Population and Development Review, 31 (3), 407-445. Layard, P.R. (2005), Happiness: Lessons from a New Science. New York: Penguin Press. Lesthaeghe, R. & D.J.Van de Kaa (1986), Twee Demografische Transities?, pp. 9-24 in D.J. Van de Kaa & R. Lesthaeghe (Eds.), Bevolking: groei en krimp. Deventer, The Netherlands:Van Loghum Slaterus. Liefbroer, A. C. (2005), The impact of perceived costs and rewards of childbearing on entry into parenthood: Evidence from a panel study, European Journal of Population, 21, 367-391. Liefbroer, A. & T. Fokkema (2007), Recent developments in demographically relevant attitudes and behaviours: New challenges for a new era? Paper prepared for the colloqium on ‘Demographic Challenges for the 21st centry: A state of the Art in Demography’, organised as a tribute to Ron Lesthaeghe, Brussels, February 15-16, 2007. Mastekaasa, A. (1994), The Subjective Well-being of the Previously Married: The Importance of Unmarried Cohabitation and Time Since Widowhood or Divorce, Social Forces, 73, 665-682. Matthijs, K. (2007), De verrassende actualiteit van het klassieke gezin, pp. 51-62 in R. Bulckens, D. Mortelmans, M.T.Casman, & C. Simaÿs (Eds.), Families in beweging. Een gezinsbeleid op maat? Brussel: Luc Pire Uitgeverij. Matthijs, K. (2007), De verrassende actualiteit van het klassieke gezin, pp. 51-62 in R. Bulckens, D. Mortelmans, M.T. Casman, & C. Simaÿs (Eds.), Families in beweging. Een gezinsbeleid op maat? Brussel: Luc Pire Uitgeverij. McLanahan, S. & J. Adams (1987), Parenthood and Psychological Well-being, Annual Review of Sociology, 13, 237-257. Popenoe, D. (1988), Disturbing the Nest. Family Change and Decline in Modern Society. New York: Aldine de Gruyter. Rummel, R.J. (1967), Understanding Factor Analysis, The Journal of Conflict Resolution, 11(4), 444-480. Shields, M. & M. Wooden (2003), Marriage, Children and Subjective Well-being. Paper presented at the Eighth Australian Institute of Family Studies Conference. Melbourne, Australia. Simon, R.W. (1998), Assesing sex diiference in vulneralibility among employued parents: The importane of Marital Status, Journal of Health and Social Behavior, 39, 37-53. Singer, J.D. (1998), Using SAS proc mixed to fit multilevel models, hierarchical models, and individual growth models, Journal of Educational and Behavioral Statistics, 24(4), 323-355. Stack, S. & J.R. Eshleman (1998). Marital Status and Happiness: A 17-Nation Study, Journal of Marriage and the Family, 60, 527-536. Veenhoven, R. (1996a), The Study of Life-Satisfaction, pp. 11-48 in W.E. Saris, R. Veenhoven, A.C. Scherpenzeel, & B. Bunting (eds.), A Comparative Study of Satisfaction with Life in Europe. Budapesr: Eötvös University Press. Veenhoven, R. (1996b), Developments in Satisfaction Research, Social Indicators Research, 37, 1-46. Veenhoven, R. (1997), Progrès dans la compréhension du bonheur, Revue Québécoise de Psychologie, 18 (2), 29-74.

huwelijk EN kinderen als sleutel tot geluk?

353

Veenhoven, R. (2000), Well-being in the welfare state: Level not higher, distribution not more equitable, Journal of Comparative Policy Analysis: Research and Practice, 2, 91-125. Waite, L. & M. Gallager (2000), The Case for Marriage:Why Married People are Happier, Healther and Better Off Finanacially. New York: Double Day. Waite, L.J. & E.L. Lehrer (2003), The benefits from marriage and religion in the United States : A comparative analysis, Population and development review, 29(2): 255-275. Wehner, C. & P. Abrahamson (2004), Individualisation of family life and family discourses. Paper presented at the ESPAnet conference, September 9-11, 2004, Oxford. Zentralarchiv fuer Empirische Sozialforschung (2004), Codebook. ZA Study 3880. ISSP 2002. Family and changing gender roles III (http://www/gesis.org/ZA/). Zimmermann, A. and R.A. Easterlin. (2006), Happily Ever After? Cohabitation, Marriage, Divorce and Happiness in German, Population and Development Review, 32(3), 511-528.

354 | Vanassche, Swicegood & Matthijs

Bijlage 1: Afkortingen landen Afkorting AUSTR VK VS DENM FIN NOORW ZWE DUITS FRA NED OOSTR VLA ZWITS PORT SPA HONGA LET POLEN SLOVA SLOVE TSJEC

Land Australië Verenigd Koninkrijk Verenigde Staten Denemarken Finland Noorwegen Zweden Duitsland Frankrijk Nederland Oostenrijk Vlaanderen Zwitserland Portugal Spanje Hongarije Letland Polen Slowakije Slovenië Tsjechië

huwelijk EN kinderen als sleutel tot geluk?

355

Bijlage 2: Aantal 25-54 jarigen mannen en vrouwen in de nationale steekproeven Land Australië Verenigd Koninkrijk Verenigde Staten Denemarken Finland Noorwegen Zweden Duitsland Frankrijk Nederland Oostenrijk Vlaanderen Zwitserland Portugal Spanje Hongarije Letland Polen Slowakije Slovenië Tsjechië Totaal

Aantal 25-54-jarige mannen 270 404 179 259 251 342 212 286 255 259 319 270 181 149 431 158 198 230 221 219 209 5302

Aantal 25-54-jarige vrouwen 363 547 253 326 309 380 250 325 662 262 533 323 194 245 495 176 223 304 274 239 380 7063

Totaal aantal 25-54-jarigen 633 951 432 585 560 722 462 611 917 521 852 593 375 394 926 334 421 534 495 458 589 12365

Bijlage 3: Overzicht aantallen en frequenties individuele variabelen Mannen Leeftijd 25-34 jaar 35-44 jaar 45-54 jaar

356 | Vanassche, Swicegood & Matthijs

Vrouwen

Aantal

1326 2045 1931

25,01 38,57 36,42

2143 2710 2210

30,34 38,37 31,29

Opleidingsniveau Laag 657 Midden 2883 Hoog 1735 Missing 27 Partnersituatie Gehuwd 4354 Samenwonend 948 Aanwezigheid kinderen < 6 jaar Nee 3765 Ja 1369 Missing 168 Aanwezigheid kinderen 6-17 jaar Nee 2638 Ja 2493 Missing 171 Arbeidssituatie Full-time 4645 Part-time (<35 uren) 265 Thuisblijvend 17 Werkeloos 185 Andere 125 Missing 65 Arbeidssituatie partner Full-time 2754 Part-time (<35 uren) 1311 Thuisblijvend 680 Werkeloos 154 Andere 117 Missing 286 Inkomenskwartiel huishouden 1째 kwartiel 955 2째 kwartiel 1282 3째 kwartiel 1610 4째 kwartiel 1455

12,45 54,65 32,89

913 3754 2353 43

13,01 53,48 33,52

82,1 17,9

5900 1163

83,5 16,5

73,33 26,67

4980 1858 225

72,83 27,17

51,41 48,59

3484 3350 229

50,98 49,02

88,70 5,06 0,32 3,53 2,39

3517 1842 1028 309 206 161

50,96 26,69 14,89 4,48 2,98

54,90 24,14 13,56 3,07 2,33

6095 332 23 151 191 271

89,74 4,89 0,34 2,22 2,81

18,01 24,18 30,37 27,44

1586 1767 2031 1679

22,46 1767 28,76 23,77

huwelijk EN kinderen als sleutel tot geluk?

357

Bijlage 4 : Overzicht van de nationale indicatoren

AUSTR VK VS

Aantal huwelijken/1000 inwoners (1) 5,4 (4) 5,1(*) 7,8 (4)

DENM FIN NOORW ZWE

6,92 5,19 5,3 4,26

71,7 66,2 73,7 72,2

30070 24220 38870 26410

26,9 21,9 24,6 30,4

DUITS FRA NED OOSTR VLA ZWITS

4,75 4,69 5,2 4,52 3,91 5,51

58,9 56,7 66,2 61,3 51,4 71,5

23020 22470 25280 24130 23380 36280

27,0 27,9 19,9 25,8 26,1 19,4

PORT SPA

5,45 5,07

61,4 44,4

11210 15100

22,2 20,2

HONGA LET POLEN SLOVA SLOVE TSJEC

4,53 4,16 5,02 4,66 3,54 5,17

49,8 56,8 46,2 51,4 58,6 57

5170 3850 4820 4080 10380 6010

21,9 13,4 23,0 17,9 24,7 21,0

Land

66 (5) 65,2 66,1

Bruto Nationaal Inkomen per capita (US$) (2) 20280 25720 35180

Sociale uitgaven als % van het Bruto Nationaal Product (3) 17,5 20,1 16,0

% vrouwen tewerkgesteld (1)

Bronnen : (1) Eurostat / (2) World Bank / (3) OECD / (4) Demographic Yearbook United Nations (*) 2003 / (5) International Labour Organisation (ILO), eigen berekening

358 | Vanassche, Swicegood & Matthijs

Uitstel van ouderschap in het Vlaamse Gewest, 2002-2006 Werkloosheid en werkonzekerheid vertragen de stap naar het moederschap bij de start van de 21ste eeuw Jan Van Bavel & David De Wachter â€˘ Interface Demography, Vrije Universiteit Brussel

1. Van vroeger naar later moederschap De voorbije decennia stelden almaar meer Vlaamse vrouwen de stap naar het moederschap uit. Daardoor is het aantal vrouwen gestegen dat pas na hun dertigste aan kinderen begint. Deze evolutie was de voorbije decennia de belangrijkste motor achter de daling van de jaarlijkse vruchtbaarheidscijfers (Sobotka 2004; Neels 2006a). Op basis van de survey naar Sociaal-Culturele Verschuivingen (SCV-survey) peilt deze bijdrage naar een aantal belangrijke sociale achtergronden van uitstel van ouderschap in het Vlaamse Gewest. Welke vrouwen stelden hun eerste kind het meest uit? Wat waren hun eigen kenmerken en die van hun partner? Bijzondere aandacht gaat naar de samenhang tussen uitstel van ouderschap, beroepsarbeid en de toestand op de arbeidsmarkt. Hoewel er de voorbije jaren sprake was van doorgedreven uitstel van ouderschap is het niet zo dat de gemiddelde leeftijd bij de geboorte van het eerste kind tegenwoordig historisch extreme recordhoogten bereikt in Vlaanderen. Op wat langere termijn bekeken evolueerde de leeftijd in de meeste West-Europese landen immers ongeveer als volgt. Vanaf de tweede helft van de 19de eeuw begonnen mannen en vrouwen almaar vroeger aan gezinsvorming: in BelgiĂŤ van rond de leeftijd van 27 jaar in het midden van de 19de eeuw (Matthijs 2001; Van Bavel 2002) tot net boven de 24 jaar in het begin van de jaren 1970 (Neels 2006a). Daarna is de gemiddelde eerste-moederschapsleeftijd echter tamelijk rap terug gestegen. Tegenwoordig ligt de gemiddelde leeftijd bij de geboorte van het eerste kind in Vlaanderen terug tussen de 27 en 28 jaar (Van Bavel & Bastiaenssen 2006, en zie figuur 1.A).

UITSTEL VAN OUDERSCHAP

359

Figuur 1.A.: Evolutie van de gemiddelde moederschapsleeftijd in BelgiĂŤ en in het Vlaamse Gewest van 1950 tot 2006 (*); 1.B.: Leeftijdsspecifieke vruchtbaarheidscijfers voor het Vlaamse Gewest van 1971 tot 2006 A. B. 0.18

0.16

Vruchtbaarheidscijfer

0.14

Leeftijd

0.12

0.10

0.08

0.06

0.04

0.02

24 1945

1955

1965

1975

1985

1995

2005

0.00 1970

Jaar B - e e rste g e b o o rte

B - a lle g e b o o rte n

V L - e e rste g e b o o rte

V L - a lle g e b o o rte n

1975

1980

1985

1990

1995

2000

2005

2010

Jaar

20-24

25-29

30-34

35-39

Bron: A. Eurostat (Belgische cijfers) en eigen berekeningen op basis van de Ikarosdata van Kind & Gezin (Vlaamse Gewest) B. NIS, Bevolkingsstatistieken, Willems (2006) en Kind & Gezin, Ikaros, eigen bewerkingen * Opmerking: het NIS definieert de geboorterang als de rang binnen het huidige huwelijk terwijl Ikaros geboorterang definieert als rang voor de vrouw in kwestie. Dat maakt dat de schattingen van de gemiddelde moederschapsleeftijd voor eerste geboorten op basis van NIS-gegevens systematisch te hoog zijn en dat de cijfers voor en na 1997 hoogstens wat orde van grootte betreft vergelijkbaar zijn. De stijging van de gemiddelde moederschapsleeftijd van de voorbije jaren lijkt misschien bescheiden, maar het gemiddelde verbergt een forse stijging van het aandeel eerste geboorten bij vrouwen van dertig jaar en ouder. Dat aandeel steeg ook de jongste jaren nog verder: in 2001 vond 26% van alle eerste geboorten in het Vlaamse Gewest plaats bij een moeder die minstens 30 jaar oud was, in 2006 was dat percentage opgelopen tot meer dan 31% (volgens eigen berekeningen op basis van de Ikarosdata van Kind & Gezin).1 1

De Ikarosdata omvatten ook geboorten bij asielzoekers, mensen zonder papieren e.d.m. in de mate dat zij een beroep doen op de diensten van het Vlaamse Gewest en in de mate dat zij in het Vlaamse Gewest zeggen te wonen. Voor meer methodologische uitleg hierover, zie Van Bavel & Bastiaenssen (2006: bijlage A), te vinden op de volgende website: http://www.vub.ac.be/SOCO/ demo/intro.htm.

360 | Van Bavel & De Wachter

Als gevolg van het uitstel daalde de vruchtbaarheid van vrouwen op 20- tot en met 24-jarige leeftijd (zie figuur 1.B). In het begin van de jaren 1970 werden er per 100 vrouwen op deze leeftijd nog 12 à 14 kinderen geboren. Tegenwoordig zijn er dat nog maar ongeveer 5. De vruchtbaarheid van 25- tot en met 29-jarige vrouwen vertoonde niet zo’n systematisch dalende trend, maar binnen deze leeftijdsklasse daalde de vruchtbaarheid van de 25- en 26-jarigen en steeg die van de 28- en 29-jarigen (Van Bavel & Bastiaenssen 2006). Vanaf de tweede helft van de jaren 1980 vertaalde het uitstel zich ook in stijgende vruchtbaarheidscijfers voor 30- en 35-plussers (figuur 1.B). Rond 1980 werden per 100 vrouwen van 30tot en met 34-jarige leeftijd ongeveer 5 kinderen geboren. Tegenwoordig zijn er dat ruim dubbel zoveel (figuur 1.B). De stijging van de vruchtbaarheid op oudere leeftijd kon echter de daling op jongere leeftijd niet volledig compenseren (Lesthaeghe & Willems 1999; Lesthaeghe 2001). Het almaar méér uitstellen van moederschap is in Vlaanderen minstens blijven voortduren tot in 2002 (Schoenmaeckers 2003). Sinds 2004 zijn er echter tekenen dat het uitstel niet alleen zijn grenzen heeft bereikt maar dat het misschien ook een tikkeltje wordt teruggeschroefd. In 2004 lag de vruchtbaarheid van 25- tot 30-jarige vrouwen opmerkelijk hoger dan in de jaren daarvóór, vooral voor 27- tot en met 29-jarigen. Ook de cijfers voor 2005 lagen weer wat hoger. In 2006 was er opnieuw een stijging maar minder fors dan in 2005 (Van Bavel & Bastiaenssen 2007). Voor de 25- tot 30-jarigen noteren we nu dus al drie jaar op rij een stijging van de vruchtbaarheid, terwijl de trend voor deze leeftijdscategorie sinds 1990 dalend was. Het gaat telkens om een stijging die vooral door eerste geboorten wordt aangedreven (Van Bavel & Bastiaenssen 2007). Dit betekent uiteraard helemaal niet dat wordt teruggekeerd naar de vroegere, veel jongere gemiddelde leeftijd bij de eerste geboorte. En ondertussen blijft de trend van stijgende vruchtbaarheidscijfers voor 30-plussers en 35-plussers onverminderd voortduren als gevolg van het uitstel van geboorten door generaties net daarvóór. Aan langdurig uitstel van moederschap zijn een aantal risico’s verbonden. Een eerste is dat vele uitstellers met kinderwens met fertiliteitsproblemen geconfronteerd worden op het moment dat zij beslissen om alsnog de stap naar ouderschap te zetten (Breart 1997, Hilders & Merkus 2007). In vele gevallen bieden (dure) medisch begeleide voortplantingstechnieken een uitkomst, in vele gevallen ook niet (ESHRE 2005; Bewley et al. 2005). Dat is één van de redenen waarom een groot deel van de bevolking minder kinderen krijgt dan de betrokkenen eigenlijk zouden wensen (Van Peer 2002). Een ander risico is dat er zich zowel bij moeder als bij kind vaker complicaties en gezondheidsproblemen voordoen (Breart 1997; ESHRE 2005; Bewley et al. 2005, Hilders & Merkus 2007). Zowel voor het welzijnsbeleid als voor het gezondheidsbeleid is het daarom nuttig om up-todate kennis te hebben van de factoren die gerelateerd zijn aan het uitstel van ouderschap. Het is de bedoeling van deze bijdrage om meer zicht te krijgen op de sociale achtergronden van uitstel van ouderschap in Vlaanderen in het begin van de 21ste eeuw.

uitstel van ouDerschap

361

2. Onderzoeksvragen Uit eerder onderzoek weten we dat het toenemende uitstel van ouderschap sinds de jaren 1970 voor een groot deel gestuurd werd door de stijging van het opleidingsniveau en de toenemende deelname van vrouwen aan de arbeidsmarkt, niet alleen in België (Neels 2006a) maar ook in de rest van West-Europa (Sobotka 2004). Zo stelt Neels (2006b) in een grondige studie van de vruchtbaarheidsprofielen van twintigste-eeuwse generaties van vrouwen in België vast dat de mediane moederschapsleeftijd in de jaren 1940 en ’50 bij hoogopgeleide vrouwen al rond de 30 jaar schommelde. Naarmate meer en meer vrouwen gingen doorstuderen, namen meer en meer vrouwen dit “late” vruchtbaarheidsprofiel van de hoogopgeleide vrouw over. Dit proces verklaart al voor een flink stuk hoe de gemiddelde leeftijd bij het eerste kind sinds de jaren 1970 omhoog werd geduwd. Voor Nederland stelt Beets (2007, 36) dat als het onderwijsniveau van vrouwen niet gestegen was, dat dan de leeftijd van de moeder bij de geboorte van haar eerste kind in Nederland tussen 1970 en 2000 niet met 5 jaar gestegen was maar slechts met 21⁄2 jaar. Daarmee zijn alle verschillen in de timing van ouderschap natuurlijk nog verre van verklaard. Ten eerste stellen ook vele vrouwen zonder een hoog opleidingsniveau hun eerste kind lang uit en zijn er grote verschillen in timing tussen vrouwen met eenzelfde opleidingsniveau. Ten tweede zit de relatie tussen arbeidsmarktparticipatie en uitstel van ouderschap complexer in elkaar te zitten dan vaak gedacht wordt (Brewster & Rindfuss 2000). Veranderende verwachtingen en gewoonten op het gebied van relatie- en huishoudvorming vormen mogelijk een belangrijke bemiddelende factor. Bovendien zijn de arbeidsmarkteffecten niet te herleiden tot de arbeidsdeelname van individuele vrouwen en mannen. Dit onderzoek richt zich niet op de historische evolutie van uitstel van ouderschap op langere termijn. Deze bijdrage zal wél nagaan hoe de stap naar het moederschap tegenwoordig in het Vlaamse Gewest samenhangt met het opleidingsniveau en de beroepsarbeid van vrouwen enerzijds en met hun relationele en huishoudelijke situatie anderzijds. Ook zullen we nagaan of er regionale verschillen zijn, i.c. verschillen tussen de Vlaamse arrondissementen, en of bepaalde kenmerken van de arbeidsmarkt samenhangen met een verschillende timing van moederschap. In tegenstelling tot veel eerder onderzoek zullen we ook de kenmerken van de mannelijke partners in de mate van het mogelijke in rekening brengen. Let wel: het gaat om kenmerken van de mannelijke partners, zoals gerapporteerd door de vrouwelijke respondenten. Voor een aparte studie van de stap naar het vaderschap ontbreekt hier echter de nodige plaats en ruimte. De twee gewoon samen behandelen – dus de stap naar ouderschap (M/V) – blijkt geen goed idee

362 | Van Bavel & De Wachter

omdat de determinanten van de leeftijd bij het eerste kind voor mannen heel anders liggen dan voor vrouwen.

2.1 Afstuderen, gehuwd of ongehuwd samenwonen en ouderschap In de lijst van redenen om nog niet met kinderen te beginnen, staan twee redenen met stip vooraan: nog studeren en nog geen vaste partner hebben. Die twee redenen vinden we overal in Europa bovenaan in de ranglijst. Dat kan gezien worden als een uiting van het feit dat er in onze cultuur redelijk strakke normen bestaan die een vaste volgorde voorschrijven in de stappen van jeugd naar volwassenheid. Dergelijke normen heten in de sociologische literatuur sequentienormen. Het vormen van een eigen gezin is een belangrijk aspect in de overgang naar volwassenheid en is als dusdanig opmerkelijk strak genormeerd, zelfs in die mate dat mensen die nog studeren en nog niet met een vaste partner samenwonen, verondersteld worden nog niet het risico te lopen om kinderen te krijgen (Blossfeld & Huinink 1991). De norm dat men eerst moet afstuderen, dan gaan samenwonen met een partner – liefst minstens een drietal jaar – en dan pas aan kinderen beginnen, blijft sterk overeind in België (Elchardus & Smits 2006), ondanks geruchten over een zogenaamd “geïndividualiseerde keuzebiografie”. Volgens anderen gaat het hier niet zozeer om strikte sequentienormen maar veeleer om gedeelde opvattingen over wat de minimale voorwaarden zijn om aan kinderen te kunnen beginnen: daar begin je in de praktijk pas aan als je het ouderlijke huis verlaten hebt, afgestudeerd bent en economisch op eigen benen kan staan, ongeacht de volgorde waarin je dit allemaal hebt kunnen aanvinken (Sobotka 2004, 31). Hoe dan ook: de norm dat men best afgestudeerd is vooraleer aan kinderen te beginnen is niet in alle Europese regio’s even sterk, of wordt niet overal in dezelfde mate nageleefd. Onderzoek uit de jaren 1990 toonde bijvoorbeeld aan dat studerende mannen en vrouwen in Nederland vaker al aan kinderen beginnen dan in Vlaanderen (Liefbroer & Corijn 1999). In continentale c.q. conservatieve welvaartsstaten als België, Frankrijk en Duitsland wordt de norm volgens het beschikbare onderzoek eerder strikt opgevolgd. In Scandinavische welvaartsstaten als Finland, Noorwegen en Zweden, waar de institutionele regelingen de combinatie van onderwijs met moederschap minder moeilijk maken dan bij ons, wordt de norm beduidend minder strikt opgevolgd (Billari & Philipov 2004). Een eerste specifieke vraag voor dit artikel is dus alvast in welke mate vrouwen hun eerste kind uitstellen tot na het afstuderen. De verwachting is dat dat nog steeds massaal het geval is. Het samenwonen met een vaste partner is een tweede minimale voorwaarde waaraan voldaan moet zijn om volgens de heersende normen aan kinderen te beginnen. In dit verband is het

uitstel van ouDerschap

363

de vraag welk effect de instabiliteit van partnerrelaties heeft op uitstel van ouderschap en in welke mate de norm nog gevolgd wordt dat een kind binnen huwelijksverband geboren hoort te worden. Voor een onderzoek van het effect van relatie-instabiliteit ontbreekt het in de SCVsurvey aan de nodige data maar de sterkte van de norm dat kinderen binnen het huwelijk geboren horen te worden, kunnen we wel nagaan. Deze aloude norm werd vanaf de tweede helft van de 19de eeuw in de meeste Europese landen almaar strakker in de praktijk gevolgd: het percentage geboorten bij ongehuwde moeders nam af, lang vóór de introductie van moderne contraceptie. Vanaf ongeveer het midden van de jaren 1960 keerde die trend echter om en werden steeds meer kinderen bij ongehuwd samenwonende koppels geboren (Lesthaeghe & Neels 2002). De toename van het ongehuwd samenwonen vanaf de jaren 1960 hoort bij het geheel van sociaal-demografische veranderingen dat Ron Lesthaeghe en Dick van de Kaa (1986) onder de noemer “tweede demografische transitie” samenbrachten. In sommige Europese regio’s vertaalde de stijgende populariteit van ongehuwd samenwonen zich in een groeiend percentage buitenechtelijke geboorten. In andere regio’s leidde de verspreiding van cohabitatie echter vooral tot het uitstel van eerste geboorten tot na het afsluiten van een formeel huwelijk. In dergelijke landen bleef de stijging van het percentage buitenechtelijke geboorten ver achter op de stijging van het ongehuwd samenwonen. In België vinden we beide types terug. In Vlaanderen nam het ongehuwd samenwonen wel sterk toe maar mannen en vrouwen stelden hun eerste kind toch typisch uit tot na hun huwelijk. In Wallonië wordt een veel groter deel van de kinderen bij ongehuwd samenwonende ouders geboren (Lesthaeghe & Moors 1992; Lesthaeghe & Neels 2002). Niet alleen in het gedrag maar ook qua normatieve opvattingen blijft de connectie tussen huwelijk en kinderen krijgen in Vlaanderen tamelijk strak: vele jongvolwassenen zien de intentie om kinderen te krijgen als een reden om te trouwen, en velen zien tegelijkertijd het huwelijk als de consolidatie van het voorafgaandelijk ongehuwd samenwonen. Die officiële bezegeling zet dan het licht op groen om met kinderen te beginnen (Elchardus & Smits 2006, 315). De vraag is of een dergelijke connectie tegenwoordig niet remmend werkt voor het ouderschap. In regio’s waar relatief weinig mensen ongehuwd aan kinderen begonnen (zoals in Vlaanderen en Nederland) was de vruchtbaarheid op het einde van de 20ste eeuw immers doorgaans lager dan in regio’s waar samenwonenden vaker ongehuwd de stap naar het ouderschap zetten (zoals in Wallonië en Frankrijk). De reden is dat eerste geboorten in de eerste groep van landen langer uitgesteld werden (Lesthaeghe & Willems 1999; Billari 2005). Als gevolg daarvan was er rond de millenniumwisseling een positieve correlatie tussen het percentage buitenechtelijke geboorten en de totale vruchtbaarheidscijfers van de Europese landen:

364 | Van Bavel & De Wachter

hoe hoger het aandeel geboorten buiten huwelijksverband, hoe hoger door de band de totale vruchtbaarheid (Coleman 2005). We zullen in deze bijdrage onderzoeken hoe sterk de band tussen het huwelijk en de komst van het eerste kind tegenwoordig nog is in Vlaanderen. Eén van de mogelijke verklaringen voor de recent gestegen en licht vervroegde vruchtbaarheid in Vlaanderen zou immers een versoepeling kunnen zijn van die band (Van Bavel & Bastiaenssen 2006). Het ziet er inderdaad naar uit dat een minder groot deel van de Vlamingen kinderen uitstelt tot de voltrekking van een formeel huwelijk: het percentage buitenechtelijke geboorten steeg in het Vlaamse Gewest van 10% van alle levendgeborenen in 1994 tot 15% in 1997 (NIS 2003). Ter vergelijking: in het Waalse Gewest ging de stijging van bijna 23% in 1994 tot 29% in 1997. Voor recentere cijfers steunen we op geboorteregistratiedata van het Vlaamse Ministerie van Welzijn, Volksgezondheid & Gezin. Volgens die gegevens had in 2001 al bijna 25% van de baby’s van het Vlaamse Gewest een ongehuwde moeder, waarvan 22% nooit gehuwd en 3% uit de echt gescheiden. In 2005 had ruim 37% een ongehuwde moeder, waarvan iets meer dan 33% nooit gehuwd is en iets minder dan 4% uit de echt gescheiden, verweduwd of onbekend is.2 Een enquête uit 2003 schat het percentage Vlamingen tussen 20 en 64 jaar dat vindt dat vrouwen en mannen die kinderen willen zouden moeten trouwen, op 30%. Dit standpunt werd méér ingenomen door oudere dan door jongere mensen (Corijn 2004a). Dit is opnieuw een aanwijzing dat de jongste generaties een minder strakke band spannen tussen huwelijk en ouderschap. De ervaring in het buitenland leert dat dit mogelijk tot een minder lang uitstel van kinderen leidt. Vaak worden hoogopgeleide vrouwen beschouwd als de voorlopers van nieuwerwets demografisch gedrag en op het vlak van uitstel van ouderschap is dat zeker ook het geval. Eén van de andere gedragingen die in het kader van de tweede demografische transitie als innovatief wordt gezien, is het krijgen van kinderen zonder getrouwd te zijn (Lesthaeghe & van de Kaa 1986; Lesthaeghe 1995). Het is in dat verband opmerkelijk dat het in België niet de hoger maar veeleer de lager opgeleiden zijn die hun eerste kind buiten huwelijksverband kregen, zowel in Vlaanderen, Brussel als in Wallonië (Neels 2006a, 203). Dat was althans zo in de periode tot 1991. Deze vaststelling is overigens in overeenstemming met wat blijkt uit recent onderzoek naar de sequentienormen van jongvolwassen Belgen: hoger opgeleiden hanteren strakkere normen met betrekking tot de timing en sequentie van transities in de levensloop dan lager opgeleiden (Elchardus & Smits 2006, 315-316). Een vraag die we in deze bijdrage zullen trachten te beantwoorden, is of dit inderdaad ook nog opgaat voor het feitelijke gedrag van Vlamingen anno 2002-2006: is de samenhang tussen trouwen en kinderen krijgen sterker of zwakker bij de hoogopgeleiden in vergelijking met de lager opgeleiden? Dank aan Paul Willems (Studiedienst van de Vlaamse Regering) voor het verstrekken van deze informatie.

uitstel van ouDerschap

365

2.2 Haar en zijn opleidingsniveau Het effect van een hoger opleidingsniveau op het uitstel van ouderschap beperkt zich volgens de meeste theorieën en empirische bevindingen niet tot het feit dat men geacht wordt met kinderen te wachten tot na het afstuderen. Een hoger diploma betekent ook dat men méér in het eigen “human capital” geïnvesteerd heeft. Het ligt in de lijn der verwachtingen dat men dat opgebouwde menselijk kapitaal ook wil verzilveren op de arbeidsmarkt. Het krijgen van een kind onmiddellijk na het afstuderen kan echter de plannen dwarsbomen om zich een goede plaats op de arbeidsmarkt te veroveren. Aan de komst van kinderen zijn immers niet alleen directe kosten verbonden maar vooral ook opportuniteitskosten, zowel monetaire als nietmonetaire. Recent Nederlands onderzoek toonde nog overtuigend aan dat de gepercipieerde kosten en baten van kinderen krijgen inderdaad een duidelijk effect hebben op de timing van de eerste geboorte (Liefbroer 2005). Jonge kinderen vragen veel tijd en zorg en die kost wordt meestal vooral op vrouwen afgewenteld. Dat betekent concreet dat de komst van een kind meestal ten koste gaat van het aantal uren dat de moeder actief is op de arbeidsmarkt, en vrouwen schatten dat doorgaans al op voorhand ook zo in. Daar hangt dan weer een duidelijk prijskaartje aan vast, niet alleen op korte termijn (de onmiddellijk gederfde beroepsinkomsten) maar ook op lange termijn (de verminderde carrièrekansen en dus het loonniveau op het einde van de beroepscarrière). Het resultaat is dat vrouwen met kinderen minder verdienen terwijl mannen met kinderen juist meer verdienen (zie Duquet e.a. 2006 voor een analyse bij Vlaamse jongvolwassenen). Omwille van dit soort overwegingen voorspellen zowat alle economische modellen dat vrouwen hun eerste kind meer zullen uitstellen naarmate ze een hoger opleidingsniveau hebben. De opportuniteitskost van het ouderschap – dat wat je verliest door die stap te zetten – ligt immers lager naarmate je het langer kan uitstellen en je eerst een gunstige positie op de arbeidsmarkt kan bemachtigen (Gustafsson 2001). Kortom: we verwachten ook in Vlaanderen anno 20022006 meer kans op uitstel bij hoger dan bij lager opgeleide, afgestudeerde vrouwen. Maakt het opleidingsniveau van een eventuele mannelijke partner een verschil? Dit is nog minder grondig onderzocht dan men zou denken, mogelijk bij gebrek aan geschikte data. Traditioneel gaat men er van uit dat mannen met een goede arbeidsmarktpositie en een aantrekkelijk inkomen sneller de stap naar het vaderschap zullen zetten (Liefbroer & Corijn, 1999). Dit zou kunnen betekenen dat er bij vrouwen minder uitstel is naarmate het opleidingsniveau van hun mannelijke partner hoger ligt. Het is echter ook mogelijk dat het snellere vaderschap van hoogopgeleide mannen alleen toe te schrijven is aan het feit dat zij sneller een vaste partner vinden. In dat geval zou het effect van het mannelijke opleidingsniveau verdwijnen als we de analyse beperken tot ouderschap bij vrouwen die reeds samenwonen met een vaste partner.

366 | Van Bavel & De Wachter

En wat als zowel hij als zij een universitair diploma op zak heeft? Heft het uitsteleffect van haar opleiding dan het eventueel bespoedigende effect van zijn diploma op? In een recente studie naar uitstel van gezinsvorming in Zweden en Groot-Brittannië wordt uitgebreid stilgestaan bij het opleidingsniveau van zowel haar als hem. In de eerste plaats stellen de onderzoekers vast dat het merendeel van de vrouwen inderdaad getrouwd is met een man van een gelijkaardig opleidingsniveau – er is met andere woorden een sterke homogamie naar opleidingsniveau. Daarnaast detecteerde de studie significante interacties tussen het opleidingsniveau van beide partners. De stap van het krijgen van een eerste kind wordt sneller gezet indien beide partners laagopgeleid zijn. De transitie gebeurt later wanneer beide partners hoogopgeleid zijn. Maar wanneer een hoogopgeleide vrouw huwt met een laagopgeleide man, dan zet zij de stap naar het moederschap sneller in vergelijking met hoogopgeleide vrouwen die gehuwd zijn met een hoogopgeleide man, aldus het Zweeds-Britse onderzoek (Gustafsson & Worku 2005). We gaan in deze bijdrage na of dergelijke interacties ook in Vlaanderen bestaan.

2.3 Arbeidsmarkt, arbeidsdeelname en werkzekerheid Op basis van de argumentatie over uitstel van gezinsvorming en de beroepsambities van hoger opgeleide vrouwen zou men verwachten dat de vruchtbaarheid het hoogst moet zijn in regio’s waar het minste vrouwen uit werken gaan. Het blijkt echter dat er een positieve correlatie bestaat tussen de werkzaamheidsgraad van vrouwen (tussen 20 en 64 jaar oud) enerzijds en het totale vruchtbaarheidscijfer anderzijds op het niveau van de Vlaamse arrondissementen: de vruchtbaarheid is het hoogst in die arrondissementen waar het meeste vrouwen uit werken gaan en het laagst waar het minste vrouwen beroepsactief zijn. Deze vaststelling weerspiegelt op het Vlaamse niveau wat ook al op het niveau van de Europese landen werd vastgesteld (Van Bavel 2004). De correlatie is meer bepaald vooral sterk tussen de werkzaamheidsgraad van vrouwen en de vruchtbaarheid van 25- tot 30-jarige vrouwen (zie figuur 2.A) (Pearson correlatiecoëfficiënt = 0,54). Omdat de meeste vrouwen hun eerste kind krijgen tussen hun 25ste en 30ste verjaardag, suggereert deze positieve correlatie dat het uitstel het minst groot is in die regio’s waar het hoogste percentage vrouwen uit werken gaat. In dezelfde lijn ligt de vaststelling dat er in Vlaanderen een negatieve samenhang bestaat tussen de vruchtbaarheid van vrouwen onder de 30 jaar en het percentage 25- tot 40-jarige werkloze vrouwen (zie figuur 2.B) (Pearson correlatiecoëficiënt = -0,61).

uitstel van ouDerschap

367

Figuur 2.: Correlatie tussen de vruchtbaarheid van 25- tot en met 29-jarige vrouwen in de Vlaamse arrondissementen in 2005 en 2.A. de werkzaamheidsgraad van vrouwen tussen 20 en 65 jaar (links); en 2.B. het percentage niet-werkende werkzoekende vrouwen van 25 tot 40 jaar (rechts) in 2004 A. B.

Bron: eigen berekeningen op basis van www.lokalestatistieken.be (werkzaamheidsgraad en werkloosheid) en Ikaros-databank van Kind & Gezin (vruchtbaarheid) (zie Van Bavel & Bastiaenssen 2006). Dit zijn correlaties op geaggregeerd niveau en de vraag is wat de onderliggende samenhangen op het individuele niveau zijn. Hoe hangen vol- en deeltijdse arbeid samen met de timing van het eerste kind? Krijgen werkende vrouwen tegenwoordig in Vlaanderen eerder een kind dan niet-werkende vrouwen, zoals de geaggregeerde gegevens suggereren? Is er dan minder uitstel in regio’s met veel werkgelegenheid voor vrouwen, of juist meer? Speelt het aantal uren beroepsarbeid per week een rol en krijgen deeltijds werkende vrouwen misschien vroeger een kind terwijl voltijds werkende vrouwen het moederschap langer uitstellen? Maakt het een verschil of men tewerkgesteld is in een “zachte” sector, waar er misschien meer faciliteiten zijn om werk en gezin te combineren, dan wel in een “harde”, concurrentiële sector (cf. Mandel & Semyonov 2006)? En welke rol speelt de tewerkstelling van de partner? Hoewel we op deze vragen een antwoord zullen zoeken op basis van de SCV-surveys is het belangrijk om voor ogen te houden dat dergelijke cross-sectionele gegevens geen antwoord kunnen geven op de vraag naar causaliteit en de richting van de causaliteit. Van respondenten die op het moment van het interview een kind hadden en niet werkten, weten we niet of het gebrek aan een baan de komst van een eerste kind heeft bespoedigd, dan wel of andersom de komst van het eerste kind de aanleiding vormde tot stoppen met werken. We kunnen kortom

368 | Van Bavel & De Wachter

wel uitspraken doen over de mate van samenhang maar niet over de vraag of het ene vóór het andere komt. Volgens de internationale literatuur speelt niet alleen de objectieve kwestie of iemand al dan niet een baan heeft een rol in het uitstel van ouderschap. Ook het meer subjectieve aanvoelen van werkzekerheid of –onzekerheid hangt mogelijk samen met uitstel. Het effect van onzekerheid is bijvoorbeeld een voortdurend terugkerend thema in de hele literatuur rond de drastische val van de periodevruchtbaarheid in het voormalige Oostblok na de val van de Muur (Philipov & Dorbritz 2003; Sobotka 2004, Chapter 8). Ook het doorgedreven uitstel van ouderschap in Zuid-Europa wordt vaak in verband gebracht met zowel objectieve als subjectieve onzekerheid op de arbeidsmarkt (Bettio & Villa 1998; Kohler, Billari & Ortega 2002). Over het algemeen is de hypothese dat mensen die onzeker zijn over hun job, en dus over hun inkomen, geneigd zullen zijn om kinderen uit te stellen tot men wat meer zekerheid heeft over de beroepsperspectieven (Mills & Blossfeld 2005). Het is nog niet eerder onderzocht of uitstel van moederschap ook in Vlaanderen samenhangt met de vrees om geen werk te vinden (bij werklozen) c.q. met de vrees voor werkverlies (bij werkenden).

2.4 Normatieve opvattingen over ouderschap en genderrollen Ron Lesthaeghe en Dick van de Kaa (1986) brachten het geheel van sociaaldemografische veranderingen sinds het midden van de jaren 1960 samen onder de paraplu van de “tweede demografische transitie”. Uitstel van ouderschap is één van de centrale kenmerken van dat geheel van veranderingen. Zonder het belang van economische factoren te willen minimaliseren, vestigden de auteurs van de tweede demografische transitie de aandacht op het autonome belang van waarden, normen en opvattingen in dat uitstel. Zelfs wanneer uitstel van ouderschap volgens economische calculaties rationeel lijkt te zijn, dan nog zullen betrokkenen pas daadwerkelijk uitstellen als ze daar ook mentaal en cultureel “klaar” voor zijn (Lesthaeghe & Vanderhoeft 2001). Wanneer bijvoorbeeld de opvatting heerst dat een leven zonder kinderen maar leeg en zonder zin is, dan zal er naar verwachting minder uitstel zijn, zelfs als de economische kosten van kinderen oplopen. Bovendien beïnvloeden culturele opvattingen en economische kosten en baten elkaar wederzijds. Zo zal de monetaire opportuniteitskost van een kind, in termen van het loonverlies voor de moeder, afhangen van de vraag in welke mate de overtuiging heerst dat nieuwe moeders in het belang van hun jonge kinderen thuis zouden moeten blijven. Waar die overtuiging sterk heerst, zal de stap naar het ouderschap over het algemeen sterkere consequenties hebben voor het gezinsinkomen dan waar die overtuiging niet heerst. Daarom kan de mening dat moeders van jonge kinderen best thuis blijven er toe leiden dat vrouwen die willen blijven werken het moederschap op de lange baan schuiven.

uitstel van ouDerschap

369

Hoewel het belang van dergelijke attitudes niet onderschat mag worden, gaan we er in deze bijdrage toch niet verder op in. Daar zijn twee redenen voor. Ten eerste zijn er enkel in de survey van 2002 vragen gesteld waarmee relevante opvattingen gemeten kunnen worden. (Dat gebeurde toen in het kader van de module over gezinswaarden en genderrollen uit het International Social Survey Programme). Voor de andere jaren hebben we dus geen metingen. Hooguit kunnen we de samenhang onderzoeken tussen gemiddelde opvattingen per arrondissement in 2002 en individuele uitstelkansen tijdens de periode 2002-2006. Ten tweede loop je met de analyse van correlaties tussen (gemiddelde) opvattingen en gedrag op basis van cross-sectionele data altijd het risico om weinig leerrijke, zelfs tautologische conclusies te trekken: je weet niet of iemand zich zus of zo gedraagt omdat zij een bepaalde mening is toegedaan, dan wel of zij haar mening heeft aangepast aan het eigen gedrag – uit psychologisch onderzoek weten we dat het achteraf aanpassen van attitudes aan eerder gedrag immers vaak voorkomt (Lesthaeghe & Moors 2002). Om dat te kunnen nagaan, hebben we longitudinale paneldata nodig (à la Liefbroer 2005) en die hebben we hier niet.

3. Gebruikte gegevens en methoden Veruit de meeste eerste geboorten vinden plaats bij moeders tussen de 20 en 40 jaar oud. Uit eigen berekeningen op basis van de Ikaros-databank van Kind & Gezin blijkt meer bepaald dat 95,3% van alle eerste geboorten in het Vlaamse Gewest tijdens de periode 2002-2006 plaatsvond bij een vrouw van 20 tot en met 39 jaar. Omdat eerste geboorten bij tieners (3,9%) en bij 40-plussers (0,8%) een aparte problematiek vormen, beperkt deze bijdrage zich dan ook tot de 20- tot 40-jarige vrouwen.

3.1 Steekproef uit de SCV-survey Om betrouwbare analyses mogelijk te maken hebben we een voldoende grote steekproef nodig. Daarom voegden we de gegevens uit de surveys van 2002 tot en met 2006 samen. Dat levert in totaal 1224 steekproefeenheden op. Eenheden werden telkens gewogen met gewichten die ervoor zorgen dat de relatieve frequentieverdeling naar leeftijd en opleidingsniveau in de steekproef die van de populatie van 20- tot 40-jarige vrouwen in het Vlaamse Gewest weerspiegelt. De enquête naar de arbeidskrachten (EAK) van het jaar voorafgaand aan het surveyjaar stond telkens model voor de populatieverdeling. Zie Carton e.a. (2006, 59) voor meer details over de berekening van de toegepaste weegcoëfficiënten.3 De gecombineerde 3

Om ervoor te zorgen dat de som van de gewichten voor de 20- tot 40-jarige vrouwen (som is 1223) gelijk is aan de totale (ongewogen) steekproefomvang (n=1224) werden de cross-sectionele gewichten geleverd door de SVR aangepast met een factor 1224/1223 = 1,000818. Kwestie van de totale aantallen telkens netjes gelijk te houden – voor de resultaten van de analyses is het verschil te verwaarlozen.

370 | Van Bavel & De Wachter

steekproef behandelen we gewoon als ĂŠĂŠn cross-sectionele steekproef voor de periode 20022006. Tabel 1 geeft informatie over de basiskenmerken van die steekproef. Tabel 1: Basisinformatie over de gebruikte steekproef van vrouwen van 20 tot en met 39 jaar oud Leeftijd Aantal uren betaalde arbeid per week - alle vrouwen - beroepsactieve vrouwen Nog in voltijds dagonderwijs Samenwonend met een partner (ongeacht burgerlijke staat) Burgerlijke staat - nooit gehuwd - momenteel gehuwd - wettelijk gescheiden - feitelijk gescheiden - weduwe - geen antwoord Totaal Surveyjaar: - 2002 - 2003 - 2004 - 2005 - 2006 Totaal

N 1224

Percentage

Gemiddelde 29.9 jaar

Std. 5.9

1224 909 125 791

% 100.0 74.3 % 10.3 % 64.6

25.6 u 34.4 u

17.9 11.2

555 567 67 26 5 4 1224

% 45.3 46.3 5.4 2.1 0.4 0.4 100.0 % nog zonder kind % 45.3 % 48.0 % 47.0 % 54.3 % 45.8 % 47.9

253 228 254 230 259 1224

Bron: SCV-surveys, jaren 2002 tot en met 2006 Na weging bedraagt de gemiddelde leeftijd van de geanalyseerde vrouwen net geen 30 jaar. Iets meer dan 10% volgt nog voltijds dagonderwijs. Het gemiddelde aantal uren betaalde beroepsarbeid per week bedraagt 25,6u. Dit is het gemiddelde voor zowel de beroepsactieve als de niet-beroepsactieve vrouwen. Vrouwen die zegden meer dan nul uren per week aan een betaalde baan te besteden, beschouwen we als beroepsactief. Ze maken ongeveer drie kwart van de steekproef uit en werken gemiddeld ruim 34u. per week (zie tabel 1).

uitstel van ouDerschap

371

Ruim 64% van de respondentes woont samen met een partner, al dan niet gehuwd, waarbij we veronderstellen dat wie getrouwd is ook met de huwelijkspartner samenwoont. Ongeveer 45% van alle vrouwen in de steekproef is nog nooit gehuwd geweest en een even groot aandeel was op het moment van het interview wél gehuwd. (Bij vrouwen onder de 25 jaar overweegt het ongehuwd samenwonen, vanaf 25 jaar halen de gehuwden almaar sterker het overwicht bij de samenwonenden). De rest is meestal gescheiden en soms verweduwd. Het percentage respondenten dat nog zonder kind is, ligt in 2005 met 54% opvallend hoger dan in de andere jaren (rond de 46%). Dat komt doordat de steekproef van 2005 opmerkelijk meer min-30-jarigen bevat en opmerkelijk minder 35-plussers. Dit vormt een reden te meer om in de statistische analyses de leeftijd van de respondenten in rekening te brengen.

3.2 Een model van uitstel Van de respondenten uit de SCV-survey weten we niet precies op welke leeftijd ze eventueel kinderen hebben gekregen, of ze van plan zijn om er (nog) te krijgen en om welke reden ze eventueel die stap nog niet gezet hebben. Het gaat hier dus niet om de meest ideale data om uitstel van ouderschap te onderzoeken – daarvoor is het wachten op een survey die specifiek ontworpen is voor demografisch onderzoek. Wat we echter wél weten is of de respondenten op het moment van het interview al dan niet ooit een kind hebben gekregen en dus al dan niet reeds de stap naar het ouderschap hebben gezet. Deze informatie kunnen we gebruiken om iets te leren over uitstel van ouderschap in Vlaanderen. Op het niveau van de vrouwelijke bevolking is het krijgen van een eerste kind een cumulatief proces waarbij het aandeel vrouwen dat reeds moeder is geworden toeneemt naarmate de leeftijd vordert. Dat hangt samen met het niet herhaalbare en onomkeerbare karakter van de stap naar het ouderschap: je kunt maar één keer voor de eerste keer moeder worden en daarna kan je nooit meer terug naar de toestand vóór je voor het eerst moeder werd. In deze bijdrage beschouwen we uitstel van ouderschap als het complement van dat cumulatieve proces: we beschouwen als uitstellers al diegenen die nog geen kind hebben gekregen. Binnen het leeftijdsbereik van 20 tot 40 jaar maken we dus geen onderscheid tussen uitstellers en definitieve afstellers. We laten met andere woorden in het midden of vrouwen die op het surveymoment nog geen kinderen hebben gekregen, er misschien later wel nog zullen krijgen. Uiteraard weten we dat de kans dat het uitstel uiteindelijk uitdraait in afstel (van “nog niet” naar “nooit meer”) groeit naarmate de leeftijd vordert. De leeftijd van de vrouw is dan ook een cruciale variabele in ons onderzoek.

372 | Van Bavel & De Wachter

De stippellijn in figuur 3 toont hoe het aandeel vrouwen dat de stap naar het moederschap nog niet gezet heeft, daalt naarmate de leeftijd toeneemt. Van de 20-jarigen heeft meer dan 97% nog nooit een kind gekregen. Vooral na de leeftijd van 23 jaar begint dat aandeel snel te dalen: tot 73% op 25-jarige leeftijd, 50% op 28 jaar, 46% op 30 jaar en rond de 19% bij 35- tot 40-jarige vrouwen. Zoals gezegd gaan we in deze bijdrage niet in op de vraag welk deel van die overblijvende 19% definitief kinderloos blijft. Het aandeel vrouwen dat nog zonder kind is op groepsniveau heeft een equivalent op het individuele niveau, namelijk de kans om op een gegeven leeftijd nog kinderloos te zijn. In feite is het percentage zonder kind op groepsniveau een aggregatie van de individuele kansen op (voorlopige) kinderloosheid. Het is die individuele kans dat de betrokkene nog niet aan kinderen is begonnen, die we in dit artikel zullen trachten te verklaren. We zullen dat trachten te doen op basis van de kenmerken van de betrokken vrouw enerzijds en van het bestuurlijke arrondissement waarin ze woont anderzijds. In formele termen definiëren we de kans op uitstel als volgt:

Pr(Lij>lij)=ƒ(lij,Xij,Zij)

(1)

De uitstelprobabiliteit is de kans dat de leeftijd Lij waarop vrouw i uit arrondissement j een kind zou krijgen hoger is dan haar leeftijd op het moment van de survey lij (verder de “huidige leeftijd” genoemd). Deze definitie valt samen met de conventionele definitie van de overlevingsfunctie (“survivor function”) in gebeurtenissenanalyse (“event history analysis”, zie Courgeau & Lelièvre 1992; Blossfeld & Rohwer 1995). Verder deelt vergelijking (1) nog mee dat we die uitstelkans zullen beschrijven in functie van de huidige leeftijd lij, van een reeks van andere kenmerken Xij van individuele vrouwen en op basis van een reeks variabelen Zj die kenmerkend zijn voor het arrondissement waar de betrokken vrouwen wonen.

uitstel van ouDerschap

373

Figuur 3: Aandeel vrouwen dat nog nooit moeder is geworden naar leeftijd: geobserveerde versus voorspelde percentages Voorspeld aantal nog zonder kinderen

100,00

Geobserveerd aandeel nog zonder kinderen 80,00

60,00

40,00

20,00

0,00 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 33 34 35 36 37 38 39

Leeftijd respondent

De uitstelkans (1) wordt in deze bijdrage gemodelleerd met multilevel logistische regressie (Snijders & Bosker 1999; Agresti 2002).4 Zoals gezegd is de huidige leeftijd lij een cruciale variabele op het individuele niveau. Op basis van zowel theoretische argumenten als een statistische analyse werd er voor gekozen om de logit-transformatie van de uitstelkans te modelleren als een hyperbolische functie van de huidige leeftijd. Die functionele vorm heeft theoretisch als voordeel dat die niet veronderstelt dat de kans op uitstel voortdurend blijft afnemen bij stijgende leeftijd maar integendeel relatief snel tendeert naar een plateau. Dat plateau komt in ons concrete geval overeen met (de logit van) de kans op uitstel op de leeftijd van 50 jaar. De kans op uitstel is dan echter veranderd in een kans op definitief afstel. Vandaar het plateau. Dat theoretische argument wordt bevestigd in de statistische analyse: een hyperbool effect van leeftijd levert een significant betere overeenkomst op tussen model en observaties dan

Alle modellen in dit artikel werden geschat met de Laplace schattingstechniek, die in de literatuur beschreven staat als preciezer dan courante alternatieven (Snijders & Bosker 1999, 218-220). Daartoe maakten we gebruik van het open source statistische programma R versie 2.4.1 (R development Core Team 2006), meer bepaald van het R-pakket lme4, versie 0.9975-13 (Bates & Sarkar 2007).

374 | Van Bavel & De Wachter

alle andere uitgeteste functionele vormen (met name een kwadratische en een logaritmische functie en een gewoon lineair effect van leeftijd op de logit). Praktisch kunnen we een hyperbool effect van leeftijd op de logit van de uitstelkans schatten door niet leeftijd maar de inverse van leeftijd (dat is 1/lij) in de regressievergelijking op te nemen. (Voor meer uitleg bij hyperbolische effecten in regressie-analyse, zie Berry en Feldman 1985 of Cohen e.a. 2003, 227-233). De regressiecoëfficiënt heeft dan echter niet de gebruikelijke interpretatie. Zo impliceert een positieve regressiecoëfficiënt voor de inverse van leeftijd bijvoorbeeld dat de kans op uitstel afneemt in plaats van toeneemt bij stijgende leeftijd. Om de relatie tussen leeftijd en de uitstelkans op een inhoudelijk zinvolle manier weer te geven, zullen we in het vervolg dan ook volop van figuren gebruik maken. De volle lijn in figuur 3 toont alvast hoe de relatie tussen leeftijd en de kans op uitstel gemiddeld verloopt bij 20- tot 40-jarige vrouwen in Vlaanderen. Bij de interpretatie van verschillen tussen vrouwen van uiteenlopende leeftijden mogen we nooit uit het oog verliezen dat die niet alleen de leeftijd weerspiegelen maar potentieel ook het resultaat zijn van generatieverschillen. De vrouwen die in 2002-2006 ouder dan 35 jaar waren behoren tot een andere geboortecohorte dan de vrouwen die toen jonger dan 25 jaar waren. Eventueel uiteenlopende gedragspatronen kunnen dan zowel te maken hebben met het verschil in leeftijd als met het verschil in generatie. Met de beschikbare data kunnen we niet uitmaken in welke mate vooral de leeftijd dan wel de generatie speelt. Daartoe zouden we voor dezelfde respondenten over meerdere observaties doorheen de tijd moeten beschikken. Dit punt kan geïllustreerd worden aan de hand van het aandeel met een partner samenwonende vrouwen naargelang hun burgerlijke staat. Figuur 4 laat onder andere zien dat op 30jarige leeftijd naar schatting zo’n drie kwart van de vrouwen in Vlaanderen met een partner samenwoonde. Bij de 40-jarige vrouwen liep dat percentage op tot zo’n 85%. Opvallend is dat bij de 30-plussers het aandeel ongehuwd samenwonenden duidelijk afkalft: van de 25tot 30-jarige vrouwen woont ongeveer 30% ongehuwd samen, terwijl dat percentage bij de 35- tot 40-jarigen maar de helft bedraagt. Wellicht heeft dit er voor een deel mee te maken dat met het ouder worden steeds meer duurzame cohabitaties worden omgezet in een officieel huwelijk. Maar wellicht is het ook niet vreemd aan het feit dat ongehuwd samenwonen in de jongere generaties populairder is geworden (Corijn 2004b). Met de beschikbare gegevens kunnen we niet uitmaken in welke mate het ene speelt en in welke mate het andere.

uitstel van ouDerschap

375

Figuur 4: Aandeel samenwonende vrouwen naar leeftijd en burgerlijke staat

Bron: zelfde als Tabel 1 De basisstrategie van dit artikel bestaat er in dat we nagaan hoe individuele kenmerken als het al dan niet samenwonen met een partner en arrondissementele kenmerken als de werkloosheidsgraad een effect hebben op de kans op uitstel. Figuur 5 illustreert die strategie voor het individuele kenmerk “al dan niet samenwonend met een partner” (ongeacht de burgerlijke staat) op het moment van het interview. Volgens een eenvoudig logistisch regressiemodel met enerzijds leeftijd en anderzijds het al dan niet samenwonen met een partner als verklarende variabelen, heeft die tweede variabele een significant en sterk effect op de uitstelkans. Meer bepaald is de verhouding van de kans dat er nog geen kind is tot de kans dat er al wél een kind is voor vrouwen die niet met een partner samenwonen meer dan 7 keer zo groot als die kansverhouding voor vrouwen die wél samenwonen. Het gaat hier om een netto-effect dus het gaat om verschillen waaruit de invloed van leeftijd weggewerkt is. Het denken in termen van kansverhoudingen is eigen aan de gebruikte techniek (logistische regressie). Pampel (2000) en Pickery (2006) geven een sterk op interpretatie gerichte introductie tot die techniek. Gelukkig kunnen de effecten op de kansverhoudingen (de “odds ratios”) omgerekend worden naar wat die effecten impliceren voor de voorspelde kansen voor vrouwen met bepaalde kenmerken. Dat is wat in figuur 5 gebeurd is. Die figuur laat zien dat het negatieve effect van samenwonen met een partner op de uitstelkans impliceert dat de da-

376 | Van Bavel & De Wachter

ling van de curve later op gang komt en trager verloopt voor de niet samenwonenden. Op elke gegeven leeftijd zien we dat er bij de niet samenwonende vrouwen een grotere kans voorspeld wordt dat er nog geen kind geboren is dan bij de wĂŠl samenwonende vrouwen. Dat het verschil in uitstelkans niet op elke leeftijd gelijk is, volgt uit het feit dat de relatie tussen leeftijd en uitstelkans niet lineair is (noch in realiteit, noch volgens het model). Overigens mag het spreken in termen van het effect van samenwonen op de uitstelkans niet doen vergeten dat we op basis van de SCV-survey geen uitspraken kunnen doen over causaliteit en de richting van de causaliteit (cf. een eerdere opmerking in paragraaf 2.3). We weten niet wat er eerst was: het samenwonen of de concrete kinderwens. Dus we weten al helemaal niet of het ene oorzaak was van het andere dan wel het andere oorzaak van het ene. Of dat beide beslissingen samen genomen zijn, omdat ze samen horen bij de bundel die we gezinsvorming noemen. Figuur 5: Voorspelde versus geobserveerde proportie uitstellers naargelang van de leeftijd en het al dan niet samenwonen met een partner

4. Resultaten Een aantal van de geformuleerde onderzoeksvragen heeft betrekking op zowel het eigen opleidingsniveau als dat van de partner en op zowel de eigen beroepsactiviteit als die van de partner. Uiteraard kunnen het opleidingsniveau en de beroepsactiviteit van de partner alleen

uitstel van ouDerschap

377

in rekening worden gebracht voor mensen van wie we die partnereigenschappen kennen. Bovendien is het opleidingsniveau dat volgens de theorie relevant is voor de uitstelkans, het niveau dat behaald wordt ná afstuderen. Daarenboven verwachten we dat de oorzaken van verder uitstel ná afstuderen anders liggen dan de oorzaken van uitstel vóór afstuderen. Om al deze redenen analyseren we de uitstelkans in dit artikel in twee stappen. In een eerste stap stellen we een algemeen model op voor alle 20- tot 40-jarigen. Met dat model analyseren we hoe de uitstelkans samenhangt met individuele kenmerken als de burgerlijke staat en arrondissementele kenmerken als de werkzaamheidsgraad van vrouwen. De analyse in de tweede stap beperkt zich tot de vrouwen die afgestudeerd zijn en met een partner samenwonen. Pas in die tweede stap gaan we na wat het effect is van het behaalde opleidingsniveau en dat van de partner. We gingen ook na of zich in deze steekproef significante trends tussen 2002 en 2006 aftekenden in de zin van meer of minder uitstel van moederschap maar dat bleek niet het geval te zijn.

4.1 Uitstel bij alle 20- tot 40-jarige vrouwen Tabel 2 geeft de resultaten van de algemene analyses voor alle 20- tot 40-jarige vrouwen. Model I geeft de resultaten van een model zonder en model II die van een model mét arrondissementele kenmerken. We bespreken eerst de effecten van de kenmerken van individuele vrouwen, die in beide gevallen praktisch even groot of klein worden ingeschat – wat overigens een goed teken is en wijst op de robuustheid van de resultaten. Zoals gebruikelijk bij logistische regressie worden de geschatte effecten van de verklarende variabelen gepresenteerd in de vorm van odds ratios (Pickery 2006). De odds om een eerste kind uit te stellen is de verhouding van de kans om dat eerste kind uit te stellen tot de kans om het niet uit te stellen. De odds ratio is dan weer de verhouding van de odds voor twee onderscheiden groepen. Deze odds ratios zijn in de tabel terug te vinden onder de hoofding “exp(b)” (aangezien het om de geëxponentieerde regressiecoëfficiënten b gaat). Zo valt uit de tabel af te lezen dat de kans op uitstel in verhouding tot de kans dat er al wél een kind is, bij de samenwonenden 0,27 of 0,28 keer zo klein geschat wordt als diezelfde kansverhouding bij de niet samenwonenden. Dat is althans het verwachte verschil tussen samenwonende en niet samenwonende vrouwen die voor het overige dezelfde kenmerken hebben – het gaat hier dus om netto-effecten, na controle voor, of onder constanthouding van, de overige verklarende variabelen in het model. Figuur 5 hierboven laat zien wat het verschil in termen van odds ongeveer impliceert in termen van kansen; zoals eerder gezegd is het verschil in termen van kansen afhankelijk van de leeftijd.

378 | Van Bavel & De Wachter

Tabel 2: Multilevel logistisch regressiemodel° van de uitstelkans van het eerste kind bij 20- tot 40-jarige vrouwen in het Vlaamse Gewest, 2002-2006

Intercept Individuele kenmerken Samenwonend (ref=niet samenwonend) Burgerlijke staat (ref=nooit gehuwd) - Gehuwd - Weduwe/gescheiden In voltijds dagonderwijs (ref=afgestudeerd) Uren betaald werk / week Arrondissementele kenmerken Percentage niet-werkende werkzoekende vrouwen

Model I b s.e.(b) exp(b) -4.239 0.670 0.01 -1.294 0 -1.625 -1.225 2.769 0.031

0.238 / 0.204 0.299 0.911 0.005

0.27 1.00 0.20 0.29 15.95 1.03

*** *** *** *** ** ***

Werkende vrouwen per 100 werkende mannen b

Standaardafwijking 22 arrondissementen:

exp(b) 3.7 144.07 16.720 e+62 s.d.(bj) 0.2366

N= Deviance BIC AIC

1224 946.4 1003 962.4

Leeftijd

-1

s.e.(b)

Model II b s.e.(b) exp(b) -0.681 1.803 0.51 -1.266 0 -1.641 -1.206 2.942 0.033

0.238 / 0.205 0.301 0.915 0.005

0.28 1.00 0.19 0.30 18.95 1.03

*** *** ** ***

0.089

0.048

1.09

-0.056 0.021

0.95

***

exp(b) 2.1 145.78 16.737 e+63 s.d.(bj) <.0001

***

s.e.(b)

***

1224 932.3 1003 952.3

*** p < 0.001; ** p < 0.01; * p < 0.05; . p < 0.10 ° Random intercepts logit-model met verondersteld normaal verdeelde intercepten op het niveau van de arrondissementen Het (nog) niet samenwonen met een partner gaat dus samen met het (nog) niet krijgen van kinderen. Dit is zo voorspelbaar als het belangrijk is: het betekent onder andere dat eventuele moeilijkheden in het proces van het vinden van een vaste partner en/of in het vinden van een bevredigende plaats om samen te gaan wonen, één van de mogelijke oorzaken zijn van het uitstel van ouderschap. Op het vlak van partnerschap willen veel Vlamingen echter nog een

uitstel van ouDerschap

379

stap verder zetten als ze aan kinderen denken. Bovenop het effect van het al dan niet samenwonen met een partner op het moment van de survey is er immers ook nog een sterk effect van de huidige burgerlijke staat: de kans op nog geen kind in verhouding tot de kans op al wél een kind is voor de gehuwd samenwonenden zo’n 0,20 keer zo klein als voor de ongehuwd samenwonenden. Ook bij de voormalige gehuwden (weduwen en gescheiden vrouwen) is de kans dat men nog kinderloos is een pak kleiner dan bij de nooit gehuwden. Uit al deze gegevens blijkt duidelijk dat gezinsplanning in Vlaanderen nog heel sterk samen spoort met trouwplannen: wie kinderen wilt, zorgt in veruit de meeste gevallen voor een openbare bezegeling van de vaste relatie, zij het nog vóór, zij het naar aanleiding van de geboorte. Zoals we al verwachtten, gaan studeren en kinderen krijgen in Vlaanderen nog steeds niet samen: de kans op uitstel in verhouding met de kans op moederschap is bij vrouwen die nog voltijds onderwijs volgen meer dan 15 keer groter dan bij de afgestudeerden. In feite valt het effect niet precies te schatten. We weten alleen dat het heel groot is en dat er in de hele steekproef van 20- tot 40-jarige vrouwen welgeteld één voltijds studerende moeder te bespeuren viel. Beroepsarbeid is, althans volgens Vlaamse normen, weliswaar beter te combineren met gezinsvorming dan studeren maar volgens zowel model I als model II neemt de uitstelkans toch toe naarmate vrouwen meer uren betaalde arbeid verrichten. Voor de eenvoud beschrijven we de relatie tussen het aantal uren beroepsarbeid en de uitstelkans voorlopig als een monotone functie: per uur beroepswerk meer per week stijgt de verhouding van de uitstelkans tot de kans op moederschap naar schatting met 3% (dit volgt uit de odds ratio van 1,03). Aangezien bijna alleen afgestudeerde vrouwen beroepsarbeid verrichten, zullen we de relatie tussen beroepswerk en de uitstelkans pas in de volgende paragraaf, in de tweede stap van onze analyse, van naderbij bekijken. Rekening houdend met de effecten van individuele kenmerken van vrouwen blijft er nog aanzienlijke onverklaarde variatie aan uitstelkansen over op het arrondissementele niveau: in sommige arrondissementen stellen vrouwen hun eerste kind gemiddeld méér uit dan we op basis van hun partnerschapsituatie en hoofdactiviteit zouden verwachten. De standaardafwijking als maat voor de variatie aan uitstelgedrag op het niveau van de arrondissementen bedraagt naar schatting 0,2366. Figuur 6 laat zien wat dit concreet betekent in termen van kansen. De figuur geeft, per arrondissement, de verwachte uitstelkans voor afgestudeerde vrouwen van 30 jaar die gehuwd samenwonen en 25 uur per week beroepsactief zijn. Gemiddeld bedraagt de uitstelkans voor dergelijke vrouwen ongeveer 17%. In de noord-oostelijke arrondissementen Tongeren, Turnhout en Maaseik ligt de uitstelkans echter boven de 20%. Ook in de arrondissementen Hasselt, Antwerpen en Roeselare is er meer uitstel dan gemiddeld. Minder uitstel dan gemiddeld is er dan weer in de arrondissementen Aalst, Leuven en Kortrijk.

380 | Van Bavel & De Wachter

Figuur 6: Volgens model I verwachte uitstelkans per arrondissement voor afgestudeerde, gehuwd samenwonende vrouwen van 30 jaar die 25 uur per week beroepsactief zijn* Aalst Leuven Kortrijk Ieper Gent H alle-Vilvoorde Sint-N iklaas Eek lo Oostende Brugge Veurne M ec helen D iksm uide D enderm onde Oudernaarde T ielt H asselt Antw erpen R oeselare M aas eik T urnhout Tongeren Gem iddelde 0 .1 0

0 .1 2

0 .14

0 .1 6

0 .1 8

0 .2 0

0 .22

U i ts te lk a n s

*Verwachte kansen berekend op basis van de fixed effects en empirical bayes estimates (Snijders & Bosker 1999) van de random effects Uit model II blijkt dat deze verschillen tussen de arrondissementen in grote mate op het conto van de kenmerken van de arbeidsmarkt geschreven kunnen worden. Model II bevat twee arbeidsmarktkenmerken van de arrondissementen, telkens opgemeten in het jaar voorafgaand aan het surveyjaar. Het eerste kenmerk is het percentage niet-werkende, werkzoekende vrouwen tussen de 25 en de 40 jaar, verder het werkloosheidscijfer genoemd. Het tweede kenmerk is de ratio van het aantal tewerkgestelde vrouwen tot het aantal tewerkgestelde mannen, uitgedrukt per 100 mannen in de noemer. Dit kenmerk indiceert de genderstructuur van de tewerkstelling (vgl. Cantillon e.a. 2001): bij perfecte gendergelijkheid, althans in kwantitatieve termen, is deze ratio gelijk aan 100. Een ratio van 50 betekent dat er per 100 mannen slechts 50 vrouwen aan het werk zijn in het betreffende arrondissement. Het ziet er naar uit dat de kans op uitstel in een arrondissement groter wordt naarmate het werkloosheidscijfer voor vrouwen er hoger ligt, hoewel we op basis van deze dataset niet heel zeker zijn van dat effect (zie de p-waarde van 0.065, net boven de in sociale wetenschappen

uitstel van ouDerschap

381

conventionele “zekerheidsgrens” van 0.050). Dit bevestigt, na controle voor de individuele eigenschappen, wat we al vermoedden op basis van figuur 2.B, namelijk dat er méér en niet minder uitstel van moederschap is in regio’s waar veel vrouwen werkloos zijn. Dit lijkt op het eerste zicht in strijd te zijn met de bevinding op het individuele niveau dat méér uren betaald werk samengaan met een grotere kans op uitstel. Maar al dan niet werk hebben enerzijds en het aantal uren dat men werkt anderzijds: het zijn twee verschillende zaken. In de volgende paragraaf, waar we ons concentreren op afgestudeerde vrouwen, gaan we daar dieper op in. Zekerder dan het effect van werkloosheid is het effect van de genderstructuur van de tewerkstelling (p-waarde van 0.006): de tewerkstelling van één vrouw extra per honderd tewerkgestelde mannen gaat gemiddeld samen met een verlaging van de kansverhouding uitstel versus moederschap van 5% (zie de factor exp(b)=0.95). Omgerekend naar de gemiddelde uitstelkansen voor een afgestudeerde, nooit gehuwde maar samenwonende vrouw van 30 jaar zonder betaald werk uit een arrondissement met een vrouwelijke werkloosheidsgraad van 5% betekent dit het volgende verschil: als de tewerkstellingratio er 65 vrouwen op 100 mannen bedraagt, dan is de verwachte kans dat ze nog geen kinderen heeft ongeveer 42%. Als de tewerkstellingsratio niet 65 maar 85 vrouwen per 100 mannen bedraagt, dan is de verwachte kans dat ze nog geen moeder is niet 42 maar slechts 19%. Kortom: een grotere gendergelijkheid op het gebied van tewerkstelling gaat samen met minder uitstel van moederschap. Een vrouwelijke tewerkstellingsratio van 65 op 100 mannen komt ongeveer overeen met die van het arrondissement Maaseik in 2001 (zie figuur 27). Een ratio van 85 op 100 staat model voor de situatie in het arrondissement Halle-Vilvoorde anno 2003. Figuur 27 laat zien dat de vrouwelijke tewerkstellingsratio de voorbije jaren in alle arrondissementen zonder uitzondering is gestegen. Een vergelijking van de cijfers uit figuur 7 en die uit figuur 6 wijst uit dat arrondissementen die hoog scoren op de vrouwelijke tewerkstellingratio, door model I vaak ook aangewezen werden als arrondissementen met relatief weinig uitstel (Halle-Vilvoorde, Leuven, Aalst en Gent, bijvoorbeeld). Arrondissementen waar daarentegen relatief weinig vrouwen tewerkgesteld zijn (zoals Maaseik, Turnhout en Tongeren) zijn doorgaans ook plaatsen waar er relatief méér uitstel is dan verwacht op basis van de individuele vrouwenkenmerken. Dat de verschillen tussen de arrondissementen inderdaad grotendeels verklaard kunnen worden op basis van de genoemde kenmerken van de arbeidsmarkt, wordt ook formeel bevestigd in model II door de volgende vaststelling: de standaardafwijking als maat voor de onverklaarde variatie aan uitstelgedrag op het niveau van de arrondissementen bedroeg nog 0,2366 vóór de introductie van de arbeidsmarktkenmerken. Na toevoeging van deze kenmerken wordt de standaardafwijking op het niveau van de arrondissementen verwaarloosbaar klein (naar schatting is de residuele standaardafwijking van de logit op arrondissementeel niveau kleiner dan 0,0001).

382 | Van Bavel & De Wachter

De conclusie is dus hoe dan ook dat hoge werkgelegenheid en tewerkstelling van vrouwen tegenwoordig samengaan met aanzienlijk lagere kansen op uitstel van het eerste kind. In de volgende paragraaf gaan we na hoe dit te rijmen valt met de bevinding dat het verrichten van méér uren betaald werk samengaat met uitstel van vruchtbaarheid op het individuele niveau. Figuur 7:

Ratio van het aantal tewerkgestelde vrouwen per 100 tewerkgestelde mannen van 18 tot en met 64 jaar oud, Vlaamse arrondissementen, 1998-2005

9 0%

Aals t Antw erpen Brugge D enderm onde

8 5%

D ik s m uide Eek lo Gent H alle-Vilvoorde

8 0%

H as selt

Ratio

Ieper Kortrijk

7 5%

Leuven M aas eik M ec helen Oos tende

7 0%

Oudenaarde R oeselare Sint-N ik laas 6 5%

T ielt T ongeren T urnhout Veurne

6 0% 1 9 98

1 99 9

20 0 0

2001

2 0 02

20 0 3

20 0 4

2 0 05

Vlaam s Gew es t

Jaar

Bron: eigen berekening op basis van www.lokalestatistieken.be

4.2 Uitstel bij afgestudeerde, samenwonende vrouwen Zoals elders in West-Europa word je in Vlaanderen “normaal gezien” geacht om te wachten met kinderen tot na afstuderen en tot je met een vaste partner samenwoont. De tweede stap van de analyse concentreert zich daarom op verschillen in uitstelgedrag tussen vrouwen die aan deze twee minimale normen voldoen. Uit het algemene model bleek al dat kinderen krijgen in Vlaanderen nog heel sterk samenhangt met de officiële burgerlijke staat van gehuwd zijn. Dat wordt in model III bevestigd. Uit dat model blijkt verder nog dat er binnen de groep van samenwonende vrouwen geen

uitstel van ouDerschap

383

significant verschil in de gemiddelde uitstelkans is tussen de nooit gehuwden en de voormalige gehuwden (weduwen en echtgescheiden vrouwen). Tabel 3: Multilevel logistisch regressiemodelÂ° van de uitstelkans van het eerste kind bij afgestudeerde, 20- tot 40-jarige, met een partner samenwonende vrouwen in het Vlaamse Gewest, 2002-2006

Intercept Individuele kenmerken Burgerlijke staat (ref=nooit gehuwd) - Gehuwd - Weduwe/gescheiden Interactie: vrouw hoogopgeleid EN gehuwd Gezinsinkomen Opleidingsniveau van vrouw en man: - vrouw laag, man laag = ref - man medium - man hoog - vrouw medium, man laag - man medium - man hoog - vrouw hoog, man laag - man medium - man hoog Betaald werk vrouw - Geen betaald werk (ref = wel een baan) - Uren betaald werk per week - Vrees voor werkverlies (ref = wel een baan maar geen vrees) - Interactie: vrees werkverlies X uren betaald werk per week - Vrees om geen werk te vinden (ref=heeft al een baan) - Werkt in openbare/culturele sector of onderwijs (ref=werkt in andere sector) Partner geen betaald werk Uren betaald werk / week door partner

384 | Van Bavel & De Wachter

Model III b s.e.(b) exp(b) -2.862 2.487 0.06 0.000 / -1.426 0.230 0.119 0.475

1.00 0.24 1.13

Model IV b s.e.(b) exp(b) -3.181 2.616 0.04

0.000

<.001

1.00

0.000 *** -0.986 0.320 -0.883 0.000

/ 0.328 0.498 0.435 <.001

1.00 0.37 1.38 0.41 1.00

0.000 0.134 0.841 0.909 1.223 1.290 1.482 1.204 1.197

/ 0.490 0.570 0.452 0.424 0.491 0.512 0.443 0.401

1.00 1.14 2.32 2.48 3.40 3.63 4.40 3.33 3.31

* ** ** ** ** **

0.000 0.130 0.883 0.935 1.156 1.202 2.026 1.715 1.735

/ 0.479 0.553 0.445 0.417 0.486 0.588 0.513 0.482

1.415 0.052

0.607 0.013

4.12 1.05

* 1.400 *** 0.053

0.610 0.013

4.06 1.05

* ***

2.511

0.873

12.32

2.523

0.885

12.47

-0.062 0.024

0.94

-0.063 0.024

0.94

-0.637 0.627

0.53

-0.600 0.617

0.55

0.188 0.253 -0.099 0.633 -0.009 0.010

1.21 0.91 0.99

0.184 0.258 -0.191 0.639 -0.010 0.010

1.20 0.83 0.99

** *

1.00 1.14 2.42 2.55 * 3.18 ** 3.33 * +7.58 *** +5.56 *** +5.67 ***

Arrondissementele kenmerken Percent niet-werkende werkzoekende vrouwen Werkende vrouwen per 100 werkende mannen Leeftijd -1 Standaardafwijking 22 arrondissementen: intercept Burgerlijke staat = gehuwd N= Deviance BIC AIC

0.056 0.072 -0.072 0.029

1.06 0.93 3.1 164.60 21.720 e+71 s.d.(bj) 0.282 738 635.7 794.2 683.7

. *

0.062 0.076 -0.073 0.030

1.06 0.93 1.1 *** 168.20 21.990 e+73 s.d.(bj) 0.282 Corr.: 0.336 <.0001 738 631.8 810.1 685.8

. * ***

*** p < 0.001; ** p < 0.01; * p < 0.05; . p < 0.10 ° Mixed effects logit-model met verondersteld normaal verdeelde en vrij correlerende random effects op het niveau van de arrondissementen Uit de literatuur distilleerden we de hypothese dat de samenhang tussen een officieel huwelijk en de kans op een eerste geboorte sterker is voor de hoger opgeleiden dan voor de rest van de bevolking (zie paragraaf 2.1). Model IV bevat inderdaad aanwijzingen in die richting. In dat model worden er in feite twee effectparameters geschat voor het al dan niet getrouwd zijn: één die geldt voor alle afgestudeerde, samenwonende vrouwen (0.37) en één die enkel van toepassing is op de hoogopgeleide vrouwen (0.41). Beide parameters wijzen op een statistisch significant, negatief effect van getrouwd zijn op de uitstelkans. Omgekeerd betekent dat dat de kans op moederschap groter is als men gehuwd samenwoont en dat dit a fortiori geldt voor de hoogopgeleide vrouwen. Bij de hoogopgeleide vrouwen die gehuwd zijn is de kans op uitstel in verhouding tot de kans op moederschap 0.37 0.41 = 0.15 keer zo klein als bij de hoogopgeleide vrouwen die niet gehuwd zijn. Bij de vrouwen zonder een hoger diploma bedraagt die odds ratio niet 0.15 maar slechts 0.37. Het effect van een huwelijk is dus significant sterker bij de hoogopgeleide vrouwen. We vroegen ons verder af of het effect van al dan niet gehuwd zijn verschilt van arrondissement tot arrondissement: mogelijk wordt de band tussen huwelijk en kinderen krijgen niet in alle streken van Vlaanderen even strak aangespannen. Daarom schat model IV ook de mate van variatie tussen de arrondissementen inzake het effect van de gehuwde burgerlijke staat op de uitstelkans. Het model schat de standaardafwijking van de effecten van burgerlijke staat op 0.336. Omgerekend naar wat dat concreet betekent in termen van uitstelkansen voor de verschillende arrondissementen (met behulp van empirical bayes estimates), blijkt dat de ver-

uitstel van ouDerschap

385

schillen al bij al erg beperkt zijn: gemiddeld is de uitstelkans voor gehuwde samenwonenden ongeveer 9,5% lager dan voor samenwonenden die niet-gehuwd zijn. Enkel in de arrondissementen Brugge, Turnhout en Tielt maakt de gehuwde staat een verschil van meer dan 10% en enkel in Gent is het effect van huwelijk kleiner dan 8%. Alle andere arrondissementen zitten dicht bij elkaar rond de -9,5%. Voor zover we konden nagaan heeft het gezinsinkomen in Vlaanderen geen rechtstreeks effect op uitstel van moederschap (zie de afgeronde odds ratio van 1.00 in zowel model III als IV). Hoezeer we ook experimenteerden met dummyvariabelen en niet-lineaire functionele vormen (zoals een U-vormig verband tussen inkomen en uitstelkans): op geen enkel moment bleek er een rechtstreeks effect van inkomen te zijn, na controle voor de andere variabelen (zoals het opleidingsniveau) in het model.5 Het opleidingsniveau heeft daarentegen, zoals verwacht, een grote invloed op uitstel van ouderschap. Omdat deze analyse enkel afgestudeerde vrouwen behandelt, gaat het hier niet om effecten die te maken kunnen hebben met het feit dat studeren en voor kinderen zorgen moeilijk samengaan. Het gaat hier om het effect van het opleidingsniveau ná afstuderen. In de categorie “laag” opleidingsniveau plaatsten we iedereen die maximaal lager secundair onderwijs heeft voltooid plus de mensen die afstudeerden in het beroeps- of in het buitengewoon onderwijs (29,5% van de 738 afgestudeerde vrouwen uit tabel 3). Een medium onderwijsniveau kennen we toe aan mensen met een diploma hoger secundair technisch of algemeen vormend onderwijs (24,4%). Hoogopgeleide vrouwen hebben een diploma uit het hoger onderwijs, al dan niet universitair (46,1%). Dezelfde categorieën passen we toe op de mannelijke partners. Wat het opleidingsniveau van de vrouwen betreft, bevestigen onze resultaten de bevindingen van ander onderzoek: hoger opgeleide vrouwen stellen hun kinderen meer uit dan lager opgeleide vrouwen, ook nadat ze al zijn afgestudeerd. Het verschil of de breuk situeert zich vooral tussen de vrouwen met een laag opleidingsniveau enerzijds en die met een gematigd of een hoog opleidingsniveau anderzijds. In dit geval hebben we iets meer grond om over effecten in causale zin te spreken omdat we weten dat het bereiken van een bepaald opleidingsniveau in bijna alle gevallen alvast in de tijd voorafging aan het krijgen van het eerste kind.

In de SCV-surveys wordt het inkomen gemeten als een ordinale categorische variabele (omdat niet alle respondenten een precies bedrag konden of wilden opgeven). Voor de eenvoud van het model promoveerden we het inkomen hier tot een metrische variabele op ratioschaal door telkens het midden van de inkomenscategorie als waarde voor het gezinsinkomen te nemen. De fout die we met deze promotie maken, beïnvloedt verder de conclusies van het model niet.

386 | Van Bavel & De Wachter

Wanneer we ook het opleidingsniveau van de man in rekening brengen, dan tekenen er zich wat meer verschillen af (zie figuur 8). Het minste uitstel van alle combinaties is er bij de groep waar zowel man als vrouw een laag opleidingsniveau heeft. Alle andere combinaties hebben een hogere uitstelkans in vergelijking met deze referentiecategorie (hoewel de verschillen niet altijd statistisch significant zijn, zie model III in tabel 3). De laagopgeleide vrouwen met een mediumopgeleide man verschillen niet of nauwelijks van de referentiegroep. Weinig uitstel bij hen, dus. De laagopgeleide vrouwen die met een hoogopgeleide man samenwonen, lijken echter wĂŠl in een andere categorie te zitten: hun uitstel van moederschap sluit eerder aan bij het gedrag van de mediumopgeleide vrouwen. Hier lijkt het er dus op dat het opleidingsniveau van de man een verschil maakt, al is het statistisch niet significant. Verder sluit het uitstelgedrag van vrouwen met een medium opleidingsniveau en een medium of hoger opgeleide man eerder aan bij het late patroon voor de hoogopgeleide vrouwen dan bij dat van de laagopgeleiden. Bij mediumopgeleide vrouwen met een laagopgeleide man, is er wat minder uitstel. Voor hoogopgeleide vrouwen maakt het niet veel uit hoe hoog hun man is opgeleid: zij stellen het moederschap het meest uit. Opmerkelijk is wel dat de allerhoogste uitstelkansen niet voorspeld worden voor de koppels waarvan beide partners hoger onderwijs hebben voltooid, maar wel voor de koppels waar alleen de vrouw een hoog opleidingsniveau behaalde en de man op een laag niveau strandde. Het verschil tussen de hoogopgeleide vrouwen met een mediumopgeleide man en de hoogopgeleide vrouwen met een man van gelijk onderwijsniveau, is zo klein dat het in de figuur bijna niet te zien is. Het ziet er dus naar uit dat, ten eerste, vooral het opleidingsniveau van de vrouw van belang is maar dat, ten tweede, een hoog opleidingsniveau van de man ook bij laagopgeleide vrouwen tot uitstel van moederschap kan leiden. Mogelijk is dat in dit laatste geval een kwestie van wachten tot de man zijn diploma hoger onderwijs behaald heeft.

uitstel van ouDerschap

387

Figuur 8: Verwachte uitstelkansen voor gehuwd samenwonende vrouwen naargelang van de leeftijd van de vrouw en het opleidingsniveau van vrouw (V) en van man (M)* 90% V -la a g M la a g

80%

V -la a g M m e d iu m

70%

V -la a g M hoog

60%

Uitstelkans

V -m e d iu m M -la a g

50%

V -m e d iu m M -m e d iu m 40%

V -m e d iu m M -h o o g

30%

V -h o o g M la a g

20%

V -h o o g M m e d iu m

10%

V -h o o g M hoog

0% 20

Leeftijd

* Verwachte kansen berekend volgens de parameters van model III voor koppels met 2900â‚Ź euro netto gezinsinkomen, vrouw doet geen betaald werk terwijl de man 40u. per week werkt. Er is geen vrees om werk te verliezen of om geen werk te vinden, het vrouwelijke werkloosheidscijfer bedraagt 5% en de vrouwelijke tewerkstellingsratio 70%. Uit de analyse met behulp van het algemene model bleek dat meer uren betaald werk bij vrouwen samengaat met een gemiddeld grotere uitstelkans. Anderzijds concludeerden we daar ook dat lage werkloosheid en hoge tewerkstelling van vrouwen in de Vlaamse arrondissementen samengaan met aanzienlijk lagere kansen op uitstel van het eerste kind. Uit de meer gedetailleerde analyse voor afgestudeerde samenwonenden in tabel 3 kunnen we afleiden hoe het ene met het andere te rijmen valt. Kort samengevat stellen vrouwen het moederschap het meest uit in twee situaties: als ze helemaal geen betaalde baan hebben aan de ene kant en als ze op hun werk vele uren per week (moeten) kloppen aan de andere kant. Zodadelijk volgt hierover meer uitleg. Het werk van de mannelijke partners blijkt geen significante rol te spelen: noch het al dan niet hebben van betaald werk, noch het aantal door de man te kloppen uren per week heeft een significant effect op de uitstelkans.

388 | Van Bavel & De Wachter

Wat het werk van de vrouw betreft, blijkt niet alleen het al dan niet effectief hebben van een betaalde baan een rol te spelen. Ook subjectieve jobonzekerheid blijkt sterk en significant samen te hangen met uitstel van moederschap. Aan vrouwen met een betaalde baan werd de volgende vraag gesteld: “Wanneer u aan uw hoofdberoep denkt, hoe dikwijls vreest u dan dat u uw werk zal verliezen door faillissement of ontslag?”. De modellen III en IV beschouwen de vrees voor werkverlies van toepassing op vrouwen die hierop “soms” of “vaak” antwoordden (dit is 21,5% van de 738 vrouwen). Uiteraard kan dit slechts van toepassing zijn op de vrouwen die vol- of deeltijds betaald werk hebben. Ook hierover volgt dadelijk meer uitleg. Aan de vrouwen zonder betaalde baan werd op gelijkaardige manier gevraagd of ze soms of vaak vreesden om geen werk te vinden. Ook die variabele zit in de modellen III en IV maar die blijkt, na controle voor het al dan niet effectief hebben van een betaalde baan, geen significant effect te hebben op de uitstelkans. De sector van tewerkstelling heeft evenmin een significant effect in deze steekproef, althans niet in onze operationalisering van tewerkstellingssector: we onderscheiden vrouwen die in de openbare en/of de culturele sector of in het onderwijs werken en vergeleken die met vrouwen zonder werk enerzijds en met vrouwen met een baan in een andere sector anderzijds. Enkel het eerste verschil (dat met de vrouwen zonder baan) is significant: geen baan hangt samen met méér uitstel. Figuur 9 laat zien hoe het aantal uren beroepsarbeid en de vrees om de eventuele baan te verliezen volgens het model samengaan met uitstel van moederschap. De figuur geeft de verwachte uitstelkans voor gehuwde vrouwen van 30 jaar met een medium opleidingsniveau. Vrouwen blijken het moederschap niet alleen uit te stellen wanneer zij ofwel helemaal geen baan hebben (nul uren betaald werk per week) ofwel een heel drukke baan (met vele uren werk per week), maar vooral ook wanneer zij ervoor vrezen om een deeltijdse baan te verliezen. Men blijkt dus in Vlaanderen tamelijk veeleisend te zijn op het vlak van werkomstandigheden vooraleer aan kinderen te beginnen. De gemiddelde uitstelkansen worden pas aanzienlijk lager wanneer vrouwen een deeltijdse baan hebben die ze zelden of nooit vrezen te verliezen.

uitstel van ouDerschap

389

Figuur 9: Verwachte kans op uitstel van moederschap voor gehuwd samenwonende vrouwen van 30 jaar oud, naar aantal uren betaald werk per week en vrees voor werkverlies* 50%

45%

40% 35%

Uitstelkans

30%

25%

20%

15%

geen vrees om baan te verliezen

10%

wel vrees om baan te verliezen

0% 0

7 .5

2 2.5

3 7.5

U ren b etaald w er k p er w eek

* Verwachte kansen volgens model III voor gehuwd samenwonende, afgestudeerde vrouwen van 30 jaar oud met een gezinsinkomen van 2900€, man en vrouw een medium opleidingsniveau, werkloosheidscijfer voor vrouwen is 5% en tewerkstellingratio is 70%. Vrees voor werkverlies gaat dus, ook in Vlaanderen, duidelijk samen met uitstel van ouderschap. Wellicht komt dergelijke vrees het meeste voor in arrondissementen waar er relatief veel werkloosheid is en waar vrouwen in vergelijking met mannen weinig tewerkstellingskansen hebben. Op die manier vallen de eerder besproken effecten van de werkloosheidsgraad en de vrouwelijke tewerkstellingsratio te begrijpen: deze objectieve kenmerken van de arbeidsmarkt beïnvloeden de subjectieve vrees voor werkverlies. En die vrees beïnvloedt op haar beurt de geneigdheid om met kinderen te wachten. Betere tewerkstellingskansen gaan in de praktijk vaak samen met meer deeltijdse banen. Het zijn de vrouwen die een deeltijdse baan hebben én die zelden of nooit schrik hebben om die te verliezen, die het moederschap het minste uitstellen.

390 | Van Bavel & De Wachter

5. Conclusies Net als in onze buurlanden wachten vrouwen in Vlaanderen tegenwoordig langer om met kinderen te beginnen dan in de 20ste eeuw doorgaans het geval was. De gemiddelde leeftijd van moeders bij de geboorte van hun eerste kind ligt tegenwoordig tussen de 27 en 28 jaar, terwijl die in het midden van de jaren 1970 nog tussen de 24 en 25 jaar lag. Die lage leeftijd van toen werd bereikt doordat vrouwen vanaf de tweede helft van de 19de eeuw almaar vroeger gingen trouwen en kinderen krijgen. Aan dat proces van almaar vroegere gezinsvorming kwam dus vanaf de jaren 1970 een eind. Daarna is de gemiddelde moederschapsleeftijd tamelijk rap terug gestegen en was er dus sprake van almaar meer uitstel van moederschap. Deze bijdrage ging na wat de sociale achtergronden van uitstel van moederschap zijn in het begin van de 21ste eeuw. We gebruikten daartoe de resultaten voor het Vlaamse Gewest van de enquêtes naar Sociaal-Culturele Veranderingen van de jaren 2002-2006. We keken daarbij vooral naar de rol van het onderwijsniveau en de arbeidsdeelname van vrouw en man en naar de invloed van kenmerken van de arbeidsmarkt. Een significante trend doorheen de tijd, tussen 2002 en 2006, naar meer of minder uitstel, liet zich in deze steekproef niet zien. Kinderen krijgen is iets voor afgestudeerde mensen die met een partner samenwonen. De gegevens van de SCV-enquête bevestigen heel duidelijk dat deze twee minimale normen heel sterk overeind blijven. Dat lijkt misschien vanzelfsprekend, maar in Vlaanderen geldt de norm om met kinderen te wachten tot na afstuderen sterker dan in sommige andere landen (zoals de Scandinavische landen). In de steekproef van 1224 Vlaamse vrouwen die we in deze bijdrage gebruikten, vonden we slechts één nog voltijds studerende moeder terug. De regel dat men eerst moet trouwen en dan pas kinderen krijgen, is de voorbije jaren in veel grotere mate verzwakt. Het percentage buitenechtelijke geboorten steeg in het Vlaamse Gewest dan ook van 15% in 1997 naar 33% in 2004. Niettemin bestaat er in Vlaanderen in vergelijking met andere regio’s nog altijd een relatief sterke neiging om gezinsplanning aan trouwplannen te koppelen. Dit geldt tamelijk algemeen in het Vlaamse Gewest: er zijn op dit vlak hoogstens kleine verschillen tussen de arrondissementen, zo bleek uit de analyse van de SCV-gegevens. Gemiddeld is de uitstelkans voor gehuwd samenwonende vrouwen van 30 jaar een kleine 10% lager dan voor de ongehuwd samenwonende vrouwen van gelijke leeftijd. Enkel in de arrondissementen Brugge, Turnhout en Tielt maakt de gehuwde staat een verschil van meer dan 10% en enkel in Gent is het effect van een huwelijk kleiner dan 8%. Daarnaast wees de analyse uit dat de norm van eerst trouwen en dan pas kinderen krijgen nog strikter opgevolgd wordt door hoogopgeleiden dan door lager opgeleiden. Uit onze ana-

uitstel van ouDerschap

391

lyse bleek inderdaad duidelijk dat de samenhang tussen het gehuwd zijn en het al dan niet hebben van een kind aanzienlijk sterker is voor de hoogopgeleide dan voor de lager opgeleide vrouwen. Dat neemt niet weg dat het uitstel van gezinsvorming het sterkst is bij de hoogopgeleide vrouwen. Het langer wachten met kinderen bij hoog- dan bij laagopgeleide vrouwen heeft voor een stuk natuurlijk te maken met het feit dat hogere studies nu eenmaal ook langere studies zijn, maar dat is maar een deel van de verklaring. Ook na afstuderen wachten vrouwen met een diploma hoger onderwijs nog langer dan vrouwen die geen hogere studies hebben gedaan, zo blijkt uit onze analyse. Hoe dat komt, valt op basis van dit onderzoek niet te zeggen, maar waarschijnlijk heeft het er mee te maken dat vrouwen die hogere studies hebben gedaan, zich eerst ook nog een goede plaats op de arbeidsmarkt trachten te veroveren vooraleer met kinderen te beginnen. De opportuniteitskosten van ouderschap, die samenhangen met de grote zorgbehoeften van jonge kinderen, worden immers in de eerste plaats door vrouwen gedragen. Daardoor is het voor een vrouw met beroepsambities, in de context van onze huidige cultuur en arbeidsmarkt, nog altijd aangewezen om niet al te snel aan kinderen te beginnen. Het opleidingsniveau van de mannelijke partner is slechts in tweede orde van belang. In een notendop komt het er op neer dat de uitstelkansen van vrouwen met een lager opleidingsniveau vaak sterker lijken op die van vrouwen met een hoger opleidingsniveau als hun mannelijke partner een diploma hoger onderwijs heeft behaald. In de meeste gevallen hebben man en vrouw tegenwoordig echter ongeveer een gelijk opleidingsniveau. Ook rekening houdend met de individuele kenmerken van vrouwen (zoals hun leeftijd, samenwoonsituatie, burgerlijke staat en de hoofdactiviteit) blijken er aanzienlijke verschillen te zijn in de mate van uitstel tussen de arrondissementen van het Vlaamse Gewest. Een afgestudeerde, 30-jarige, gehuwd samenwonende vrouw die 25 uur per week beroepsactief is, maakt in Vlaanderen gemiddeld ongeveer 17% kans om nog geen enkel kind te hebben volgens onze schattingen op basis van de SCV-survey. In de noord-oostelijke arrondissementen Tongeren, Turnhout en Maaseik ligt de uitstelkans echter boven de 20%. Minder uitstel dan gemiddeld is er voor dergelijke vrouwen in de arrondissementen Aalst, Leuven en Kortrijk. De verschillen in de mate van uitstel tussen de arrondissementen kunnen grotendeels verklaard worden op basis van de werkloosheidscijfers en de genderstructuur van tewerkstelling: hoe hoger het percentage werkloze vrouwen in een arrondissement, hoe meer uitstel van moederschap er ook is. En aan de andere kant: hoe meer vrouwen tewerkgesteld zijn per 100 tewerkgestelde mannen in een arrondissement, hoe minder het moederschap er wordt uitgesteld. Kortom: een grotere gendergelijkheid op de arbeidsmarkt blijkt samen te gaan met

392 | Van Bavel & De Wachter

minder uitstel van moederschap. Werkloosheid en – in duidelijker mate – lage tewerkstellingskansen van vrouwen blijken tegenwoordig in Vlaanderen de stap naar het moederschap aanzienlijk te vertragen. Deeltijdse werkgelegenheid en werkzekerheid voor vrouwen zijn vandaag in Vlaanderen inderdaad van cruciaal belang in de beslissing om de stap naar het moederschap te zetten. Vrouwen blijken het moederschap niet alleen uit te stellen wanneer zij ofwel helemaal geen baan hebben, ofwel een heel drukke baan (met vele uren werk per week), maar vooral ook wanneer zij ervoor vrezen om hun werk te verliezen. De kansen op uitstel van moederschap zijn het laagst voor vrouwen met een deeltijdse maar stabiele job die zij zelden of nooit vrezen te verliezen. De kansen op uitstel zijn daarentegen hoog voor vrouwen met een deeltijdse baan die vrezen voor hun job. Deeltijds werkende vrouwen die “soms” of “vaak” vrezen hun werk te verliezen, hebben een ongeveer even hoge kans om nog niet aan kinderen begonnen te zijn als vrouwen die meer dan 35 uren per week kloppen. Wanneer het beleid een al te lang uitstel van moederschap wil tegengaan, bijvoorbeeld omdat daar medische risico’s aan vasthangen, dan blijkt een belangrijke sleutel dus te liggen op de arbeidsmarkt. Zowel de kwantiteit als de kwaliteit van de werkgelegenheid is van belang, met name die voor vrouwen. De beschikbaarheid van vele stabiele deeltijdse banen helpt om uitstel van moederschap binnen de perken te houden. Daarmee bevestigt dit onderzoek binnen Vlaanderen de suggestie uit internationaal onderzoek. Maar ook die medaille heeft een keerzijde: het glazen plafond blijkt bijzonder stevig te zijn in die landen met een groot aanbod van stabiele, deeltijdse jobs voor vrouwen. Dat zijn doorgaans ook banen die de combinatie met de zorg voor kinderen vergemakkelijken. Vooralsnog blijkt de consequentie echter te zijn dat het meestal ook jobs met relatief vlakke carrièreperspectieven zijn. Het zijn niet de banen die leiden naar de topposities waar de strategische beslissingen worden genomen en de grote salarissen verdeeld worden (Mandel & Semyonov 2006).

Bibliografie Agresti, A. (2002), Categorical data analysis. Hoboken (N.J.), USA: Wiley. Bates, D. & D. Sarkar (2007), lme4: linear mixed-effects models using S4 classes. R package version 0.9975-13. (http://cran.r-project.org/src/contrib/Descriptions/lme4.html) Beets, G. (2007), De timing van het eerste kind: demografische aspecten en achtergronden, pp. 3345 in Raad voor de Volksgezondheid en Zorg Uitstel van ouderschap: medisch of maatschappelijk probleem? Den Haag: Raad voor de Volksgezondheid en Zorg.

uitstel van ouDerschap

393

Berry, W. D. & S. Feldman (1985), Multiple regression in practice. Thousand Oaks, California: Sage. (Quantitative Applications in the Social Sciences, 50). Bettio, F. & P. Villa (1998), A Mediterranean perspective on the breakdown of the relationship between participation and fertility, Cambridge Journal of Economics, 22(2), 137-171. Bewley, S., M. Davies, & P. Braude (2005), Which career first? The most secure age for childbearing remains 20-35, British Medical Journal, 331(7517), 588-589. Billari, F. (2005), Partnership, childbearing and parenting: trends of the 1990s, pp. 63-94 in M. Macura, A. L. MacDonald, & W. Haug (eds.), The New Demographic Regime. Population Challenges and Policy Responses. New York/Geneva: United Nations. Billari, F. C. & D. Philipov (2004), Education and the transition to motherhood: a comparative analysis of Western Europe. Vienna: Vienna Institute of Demography of the Austrian Academy of Sciences. (European Demographic Research Papers, 2004-3). Blossfeld, H.-P. & J. Huinink (1991), Human capital investments or norms of role transition? How women’s schooling and career affect the process of family formation, American Journal of Sociology, 97(1), 143-168. Blossfeld, H.-P. & G. Rohwer (1995), Techniques of Event History Modeling: New Approaches to Causal Analysis. Mahwah, New Jersey: Lawrence Erlbaum. Breart, G. (1997), Delayed childbearing, European Journal of Obstetrics & Gynecology and Reproductive Biology, 75(1), 71-73. Brewster, K. L. & R. R. Rindfuss (2000), Fertility and women’s employment in industrialized nations, Annual Review of Sociology, 26, 271-296. Cantillon, B., J. Ghysels, A. Thirion, N. Mussche & R. Van Dam (2001), Scholing maakt het verschil: emancipatie in twee snelheden in 13 OESO-landen, Bevolking en Gezin, 30(1), 31-52. Carton, A., T. Vander Molen, J. Pickery, & H. Van Geel (2006), Sociaal-culturele verschuivingen in Vlaanderen 2005. Basisdocumentatie. Brussel: Vlaamse Overheid, Studiedienst van de Vlaamse Regering. Cohen, J., P. Cohen, S. G. West, & L. S. Aiken (2003), Applied multiple regression/correlation analysis for the behavioral sciences. Third Edition. Mahwah, New Jersey: Lawrence Erlbaum Associates. Coleman, D. (2005), Facing the 21st century: new developments, continuing problems, pp. 11-43 in M. Macura, A. L. MacDonald, & W. Haug (eds.), The New Demographic Regime. Population Challenges and Policy Responses. New York/Geneva: United Nations. Corijn, M. (2004a), Vlamingen over huwelijk en ouderschap, zorg voor kinderen en ouderen en de gewenste beleidsopties. Eerste resultaten van de postenquête ‘Bevolking en Beleid in Vlaanderen’ (DIALOG-project). Brussel: CBGS. (CBGS-Werkdocument, 2004/5). Corijn, M. (2004b), Ongehuwd en gehuwd samenwonen in België. Feiten en opvattingen vanuit een sociaal-demografisch perspectief. Brussel: CBGS. (CBGS-Werkdocument, 2004/8). Courgeau, D. & E. Lelièvre (1992), Event History Analysis in Demography. Oxford: Clarendon Press.

394 | Van Bavel & De Wachter

Duquet, N., I. Glorieux, I. Laurijssen & Y. Van Dorsselaer (2006), Onvoltooide emancipatie. De invloed van studiekeuze en gezinsvorming op de arbeidsmarktpositie van jonge mannen en vrouwen, Mens & Maatschappij, 81(3), 252-276. Elchardus, M. & W. Smits (2006), The persistence of the standardized life cycle, Time & Society, 15(2/3), 303-326. ESHRE Capri Workshop Group (2005), Fertility and ageing, Human Reproduction Update, 11(3), 261276. Gustafsson, S. (2001), Optimal age at motherhood. Theoretical and empirical considerations on postponement of maternity in Europe, Journal of Population Economics, 14(2), 225-247. Gustafsson, S. & S. Worku (2005), Assortative Mating by Education and Postponement of Couple Formation and First Birth in Britain and Sweden, Review of Economics of the Household, 3(1), 91-113. Hilders, C. & H. Merkus (2007), Medische gevolgen van uitstel van ouderschap, pp. 17-29 in Raad voor de Volksgezondheid en Zorg Uitstel van ouderschap: medisch of maatschappelijk probleem? Den Haag: Raad voor de Volksgezondheid en Zorg. Kohler, H.-P., F. C. Billari & J. A. Ortega (2002), The emergence of lowest-low fertility in Europe during the 1990s, Population and Development Review, 28(4), 641-680. Lesthaeghe, R. (1995), The second demographic transition in Western countries: an interpretation, pp. 17-62 in K. O. Mason & A.-M. Jensen (eds.), Gender and Family Change in Industrialized Countries. Oxford: Clarendon Press. Lesthaeghe, R. (2001), Postponement and recuperation: Recent fertility trends and forecasts in six Western European countries. Brussels: Interface Demography. (IPD-WP, 2001-1). Lesthaeghe, R. & D. J. van de Kaa (1986), Twee demografische transities?, pp. 9-24 in R. Lesthaeghe & D. J. van de Kaa (eds.), Bevolking: groei en krimp (Boekaflevering van Mens & Maatschappij, Vol 61). Deventer: Van Loghum Slaterus. Lesthaeghe, R. & G. Moors (1992), De gezinsrelaties: de ontwikkeling en stabilisatie van patronen, pp. 19-68 in J. Kerkhofs, K. Dobbelaere, L. VoyĂŠ, and B. Bawin-Legros (red.), De versnelde ommekeer. De waarden van Vlamingen, Walen en Brusselaars in de jaren negentig. Tielt/Brussel: Lannoo/Koning Boudewijnstrichting. Lesthaeghe, R. & P. Willems (1999), Is low fertility a temporary phenomenon in the European Union?, Population and Development Review, 25(2), 211-228. Lesthaeghe, R. & C. Vanderhoeft (2001), Ready, Willing, and Able: A Conceptualization of Transitions to New Behavioral Forms, pp. 240-264 in J. B. Casterline (ed.), Diffusion Processes and Fertility Transition: Selected Perspectives. Washington, D.C.: National Academy Press. Lesthaeghe, R. & G. Moors (2002), Life course transitions and value orientations: selection and adaptation, pp. 1-44 in R. Lesthaeghe (ed.), Meaning and choice: value orientations and life course decisions. Den Haag/Brussel: NIDI/CBGS.

uitstel van ouDerschap

395

Lesthaeghe, R. & K. Neels (2002), From the first to the second demographic transition: an interpretation of the spatial continuity of demographic innovation in France, Belgium and Switzerland, European Journal of Population, 18(4), 325-360. Liefbroer, A. C. (2005), The impact of perceived costs and rewards of childbearing on entry into parenthood: evidence from a panel study, European Journal of Population, 21(4), 367-391. Liefbroer, A. C. & M. Corijn (1999), Who, what, where, and when? Specifying the impact of educational attainment and labour force participation on family formation, European Journal of Population, 15(1), 45-75. Mandel, H. & M. Semyonov (2006), A welfare state paradox: state interventions and women’s employment opportunities in 22 countries, American Journal of Sociology, 111(6), 1910-1949. Matthijs, K. (2001), De mateloze negentiende eeuw. Bevolking, huwelijk, gezin en sociale verandering. Leuven: Universitaire Pers Leuven. Mills, M. & H.-P. Blossfeld (2005), Globalization, uncertainty and the early life course. A theoretical framework, pp. 1-24 in H.-P. Blossfeld, E. Klijzing, M. Mills, & K. Kurz (eds.), Globalization, uncertainty and youth in society. London/New York: Routledge/Globalife. Neels, K. (2006a), Reproductive strategies in Belgian fertility, 1930-1990. Brussel/Den Haag: CBGS/ NIDI.(NIDI-CBGS Publications, 38). Neels, K. (2006b), Uitstel van gezinsvorming: culturele dynamiek of structurele verandering?, Mens & Maatschappij, 81(3), 277-299. NIS (2003), Bevolkingsstatistieken. Geboorten in 1997. Brussel: Ministerie van Economische Zaken, NIS. Pampel, F. C. (2000), Logistic regression. A primer. Thousand Oaks: Sage. (Quantitative Applications in the Social Sciences, 132). Philipov, D. & J. Dorbritz (2003), Demographic consequences of economic transition in countries of central and eastern Europe. Strasbourg: Council of Europe. (Population Studies, 39). Pickery, J. (2006), Een statistische analyse van een toenemende of dalende ongelijkheid in participatie. Van kruistabellen naar oddsratio’s en van oddsratio’s naar een logistische regressie (en terug). Brussel: Studiedienst van de Vlaamse Regering. R development Core Team (2006), R: A language and environment for statistical computing. Vienna, Austria: R Foundation for Statistical Computing (URL http://www.R-project.org). Schoenmaeckers, R. (2003 ), Schets van de vruchtbaarheid in Vlaanderen, 1996-2002. Brussel: CBGS. Snijders, T. A. B. & R. J. Bosker (1999), Multilevel analysis. An introduction to basic and advanced multilevel modeling. London/Thousand Oaks: Sage. Sobotka, T. (2004), Postponement of childbearing and low fertility in Europe. Groningen/Amsterdam: Rijksuniversiteit Groningen/Dutch University Press. Van Bavel, J. (2002), Van natuurlijke naar gecontroleerde vruchtbaarheid? Geboortebeperking in Leuven, 1846-1910. Leuven: Universitaire Pers Leuven. (Sociologie Vandaag, 6).

396 | Van Bavel & De Wachter

Van Bavel, J. (2004), Beroepsarbeid van vrouwen en de daling van de vruchtbaarheid in het Westen, 1850-2000. Is er een oorzakelijk verband?, Bevolking en Gezin, 33(1), 61-90. Van Bavel, J. & V. Bastiaenssen (2006), De evolutie van de vruchtbaarheid in het Vlaamse Gewest tussen 2001 en 2005. Brussel: VUB Interface Demography.(ID Working Paper 2006-1). Van Bavel, J. & V. Bastiaenssen (2007, verschijnt begin juli), De recente evolutie van de vruchtbaarheid in het Vlaamse Gewest: update 2006. Brussel: Interface Demography, VUB. (ID Working Paper 2007-1). Van Peer, Chr. (2002), Desired and achieved fertility. In: E. Klijzing and M. Corijn (eds.), Dynamics of Fertility and Partnership in Europe. Insights and Lessons From Comparative Research. New York and GenĂ¨ve: United Nations, pp. 117-41. Willems, P. (2006), Bevolkingsprojecties 2004-2025 voor de 308 gemeenten van het Vlaamse Gewest. Brussel: Studiedienst van de Vlaamse Regering, SVR-Technisch Rapport 2006/2.

uitstel van ouDerschap

397

SAMENVATTINGEN Het belang van regelmatig onderzoek naar opinies en houdingen in de bevolking Jaak Billiet Het is zowel wetenschappelijk als maatschappelijk zinvol en nuttig om regelmatig onderzoek te verrichten naar de subjectieve kant van het samenleven, naar attitudes en waarden. Men kan er maatschappelijke stromingen en veranderingen mee vatten. Aan de hand van inzichten uit de internationale literatuur werd er op gewezen dat dergelijke informatie momenteel door overheden vooral gebruikt wordt in het kader van de communicatie met de burger, als legitimatie van gevoerd beleid, maar ook als ondersteuning van te nemen beslissingen. Het gebruik van dit soort gegevens door de overheid is niet helemaal onbetwist. Indien de overheid beroep doet op dit soort informatie om beleidsmaatregelen te nemen of te ondersteunen, dan moet zij kunnen rekenen doen op betrouwbare gegevens. Zij moet in staat zijn om kaf van koren te scheiden in een periode waarin we vanuit de media; vanuit commerciĂŤle onderzoeksbureaus en zelfs vanuit universiteiten, bestookt worden met resultaten van opiniepeilingen. Op grond van een aantal kwaliteitscriteria wordt besloten dat de SCV-survey tot het beste behoort van wat er in Vlaanderen op de markt is, en dat het qua kwaliteit de test kan doorstaan in vergelijking met surveys die momenteel in Europa richtinggevend zijn. In een periode van een inflatie aan opiniepeilinen is de SCV-survey daarom zeker niet overbodig, integendeel zelfs, hij is des te meer noodzakelijk.

Verantwoordelijkheden voor de overheid? JA! Prestaties van de overheid? De Vlaamse mening is verdeeld Ann Carton & Guy Pauwels Bij de uitbouw van onze democratische rechtsstaat stond de bescherming van de individuele vrijheden centraal. Tijdens de periode van industrialisatie en liberalisme (19e eeuw) zijn al de eerste sporen van onze huidige welvaartsstaat terug te vinden. Het begrip rechtsstaat is voort-

398 | SAMENVATTINGEN

aan niet alleen verbonden met klassieke vrijheidsrechten maar ook met sociaal-economische rechten. Een grondwettelijke verankering van deze sociale rechten volgde in 1994. Globaal genomen is de Vlaming eerder pessimistisch gestemd over de socio-economische toekomstverwachtingen in onze regio. Het belang van het vrijwaren van ons samenlevingmodel is de Vlaamse regeringscoalities in de voorbije decennia evenmin ontgaan. Een ruime meerderheid van de Vlaamse bevolking vindt de overheid eerder wel tot zeker verantwoordelijk voor aspecten die te maken hebben met sociale grondrechten. De meningen over de overheidsprestaties om deze grondrechten te verwezenlijken, zijn verdeeld tot onbeslist. Een (zeer) grote tevredenheid over de overheidsprestaties is meer terug te vinden bij die Vlaamse burgers die vertrouwen stellen in politieke instellingen, politiek geĂŻnteresseerd zijn, het gevoel hebben mee te tellen en invloed te kunnen uitoefenen bij de opbouw van de samenleving, het materiĂŤle eigenbelang niet steeds op de voorgrond schuiven en vertrouwen stellen in de medemens en dit over de verschillende partijkeuzes heen, behalve voor wat betreft een keuze voor het Vlaams Blok. Een hogere opleiding achter de rug hebben werkt eveneens stimulerend voor een positieve beoordeling. Actief lid of bestuurslid zijn van een doelgroepvereniging, gaat gepaard met een minder positief oordeel over het overheidsoptreden.

Meer tijd, meer geld, meer promotiekansen op het werk. De tevredenheid van de Vlaming. Een beschrijvende analyse, 1996-2006 Mark Elchardus & Wendy Smits Tussen 1996 en 2006 werd in de SCV-surveys gepeild naar de tevredenheid met een groot aantal levensomstandigheden en levensdomeinen. Het meest tevreden is men met wat zich binnen een strikte afbakening van de privĂŠ sfeer bevindt: de eigen woning en de intimici. Er tekenen zich echter ook een aantal pijnpunten af. De Vlamingen willen meer tijd, meer geld en betere loopbaanperspectieven. Er is relatief veel ontevredenheid over de werkdruk, over het gebrek aan tijd en het gebrek aan vrije tijd tijdens de werkweek. Er is ook relatief veel

SAMENVATTINGEN

399

ontevredenheid over het inkomen en, in mindere mate, over de levensstandaard. Terwijl een overgrote meerderheid van de Vlamingen tevreden is met hun werk in zijn geheel genomen, zijn velen ontevreden over het gebrek aan kansen die zij krijgen om iets nieuws te leren, alsook over het gebrek aan promotiekansen. Hoog opgeleiden hebben veel kans om tijdsdruk te ervaren, maar tevreden te zijn over hun inkomen en levensstandaard; laag geschoolde worden dikwijls in de tegengestelde situatie geduwd, zij koppelen tijdscomfort aan ontevredenheid over de levensstandaard.

Wie participeert er (toch)? Patronen en factoren van verwachte en onverwachte participatie aan het verenigingsleven in Vlaanderen Caroline Gijselinckx & Maxime Loose In deze bijdrage staat de participatie van laaggeschoolden en niet kerkelijk praktiserenden aan het Vlaamse verenigingsleven centraal. Opeenvolgende onderzoeken wijzen erop dat deze categorieën van de bevolking minder kans hebben om aan het verenigingsleven te participeren. Dit wordt als problematisch beschouwd, gezien het positieve verband tussen verenigingsparticipatie enerzijds en pro-democratische en pro-sociale waarden en attitudes anderzijds. In deze studie exploreren de verschillen in participatiepatronen tussen deze laaggeschoolden en niet-kerkelijk praktiserenden en hun respectievelijke contrastcategorieën. Vervolgens breiden we de analyse uit tot een multivariaat model, waarin we, geïnspireerd door het CVM-model van Brady, Verba en Schlozman (1995) het effect van scholing en kerkpraktijk als bronnen van participatie onderzoeken, gecontroleerd voor elkaar en voor andere bronnen zoals tijd, geld en arbeidsmarktpositie, alsook voor leeftijd en geslacht. De analyses wijzen uit dat 43% van de laaggeschoolden en 50% van de niet praktiserenden aan het verenigingsleven participeren. In vergelijking met de contrastcategorieën participeren ze inderdaad significant minder. Maar we vinden echter dat deze vaststelling niet lijkt op te gaan voor alle types verenigingen. In de multivariate analyses blijken gezinsinkomen en geslacht een significant additioneel effect te hebben op de kans op verenigingsparticipatie, maar de vergelijking tussen de opleidings- en kerkpraktijkcategorieën blijkt dit enkel voor de kans op ‘onverwachte’ participatie het geval te zijn.

Naar een vergrijzing van het verenigingsleven? Trends in de participatie aan het verenigingsleven in Vlaanderen, 1998-2006 Marc Hooghe & Ellen Quintelier In verschillende studies, onder meer van Robert Putnam, wordt gesteld dat de participatie aan het verenigingsleven zou dalen. Vooral jongere leeftijdsgroepen zouden afhaken, en er zou ook een tendens optreden naar meer passieve vormen van lidmaatschap (Theda Skocpol, 2003).

400 | SAMENVATTINGEN

Aan de hand van een analyse van de SCV-surveys gaan we na in hoeverre een dergelijke negatieve trend ook in Vlaanderen kan geobserveerd worden. Deze analyses leveren echter geen enkele indicatie voor een systematische daling van de participatieniveaus. Weliswaar zien we dat sommige organisaties leden verliezen (bv. vrouwenorganisaties), maar daar staat tegenover dat andere organisaties leden winnen (bv. sportverenigingen). Nadere analyse leert ook dat bij de jongere generaties er geen sprake is van een daling, terwijl we ook geen aanwijzingen vonden voor een stijging van het aandeel passieve leden in verenigingen. Er zijn een aantal aanwijzingen voor een veroudering van het ledenbestand, maar deze trend is niet statistisch significant.

Een verhaal over schatten. Vergelijkende validering van de meetinstrumenten voor cultuurparticipatie in de surveys ‘Sociaal-Culturele Verschuivingen’ en ‘Cultuurparticipatie in Vlaanderen 2003-2004’ John Lievens & Hans Waege In 2004 werden in Vlaanderen twee grootschalige representatieve bevolkingssurveys georganiseerd met elk een eigen meetinstrument voor cultuurparticipatie: de survey naar sociaalculturele verschuivingen in Vlaanderen (SCV) en de survey ‘Cultuurparticipatie in Vlaanderen 2003-2004’ (CPS). Deze laatste survey bevat specifieke maatregelen om overrapportering van cultureel gedrag tegen te gaan. Participatiecijfers zoals gemeten met het meetinstrument in de SCV-survey blijken veel hoger te liggen dan die in de CPS-survey. Naast het verschil in referentieperiode worden aanwijzingen gevonden van een hogere mate van overrapportering in de SCV-survey. Daarnaast worden indicaties gevonden van een hogere constructgeldigheid in het meetinstrument gebruikt in de CPS-survey. Opvallend is dat zowel het sterkste vermoeden van overrapportering als de indicatie van hogere constructgeldigheid het duidelijkst worden geobserveerd in die sectoren waar de participatiecijfers het laagst zijn. Dit kan erop wijzen dat waar het voor respondenten het ‘moeilijkst’ is om bevestigend te antwoorden op de vraag of ze participeerden het vertekenende effect van overrapportering het sterkst is.

Vlamingen over homo’s: loopt het beleid voorop? Attitudes tegenover holebi’s en holebiseksualiteit in Vlaanderen Jan Pickery & Jo Noppe De laatste jaren werden verschillende wettelijke initiatieven genomen om te komen tot een juridische gelijkberechtiging van hetero’s en holebi’s (o.m. antidiscriminatiewet, homohuwelijk en -adoptie). Maar dat wil nog niet zeggen dat ook de houding van de bevolking tegenover holebi’s in dezelfde richting is geëvolueerd. In deze bijdrage wordt nagegaan hoe de Vlamingen staan tegenover holebi’s en holebiseksualiteit.

SAMENVATTINGEN

401

Uit de resultaten spreekt vooreerst een brede algemene aanvaarding, al neemt deze snel af als expliciet verwezen wordt naar de seksualiteitsbeleving van holebi’s. Verder blijkt de strijd voor gelijke rechten voor holebi’s bij een aanzienlijk deel van de bevolking op bezwaren te stuiten. Nog negatiever zijn de reacties op de bestaande aandacht in onze samenleving voor holebi’s en holebiseksualiteit. Ondanks een op het eerste gezicht brede, algemene aanvaarding, blijkt een meer impliciete negatieve houding tegenover holebiseksualiteit dus behoorlijk verspreid. Dergelijke “moderne” holebinegatieve houding komt vaker voor bij mannen, ouderen, lager opgeleiden en personen zonder holebi’s in hun vrienden- of kennissenkring. Bovendien hangt deze houding samen met meer traditionele opvattingen over de rolverdeling tussen vrouwen en mannen, al is die samenhang niet zo sterk. Opmerkelijk ten slotte is dat hoewel holebi’s in vergelijking met hetero’s een positievere houding aannemen tegenover de juridische gelijkberechtiging, zij de aandacht voor holebiseksualiteit in de media en de maatschappij net zo overdreven vinden.

Breedtesport in Vlaanderen gepeild. Trends en profielen 1999-2006 Jeroen Scheerder, Guy Pauwels & Bart Vanreusel In deze bijdrage staat de actieve deelname aan breedtesport in Vlaanderen centraal. Voorwerp van onderzoek is het in kaart brengen van verschuivingen inzake sportbeoefening tussen 1999 en 2006 enerzijds en het detecteren van mogelijke nieuwe achtergrondvariabelen die dit vrijetijdsgedrag mee kunnen verklaren anderzijds. Voor deze studie wordt uitgebreid gebruik gemaakt van surveymateriaal uit de SCV’99 en de SCV’06. Dit impliceert dat de bevindingen toelaten representatieve uitspraken te formuleren voor de volwassen populatie in Vlaanderen. Drie hypothesen worden getoetst. Eerst wordt nagegaan of het aantal sportparticipanten significant is toegenomen bij aanvang van de 21ste eeuw. Van een verdere popularisering van de actieve sportbeoefening is inderdaad sprake, tenminste indien ook rekening gehouden wordt met het aantal fietsers en wandelaars. In tweede instantie stellen we voorop dat eerder klassieke achtergrondkenmerken thans een minder bepalende factor spelen in de verklaring van het sportparticipatiegedrag. Dit blijkt het geval te zijn voor het geslacht, zelfs in die mate dat voor de eerste maal kan worden aangetoond dat volwassen mannen en vrouwen nu gelijke sportparticipatiekansen genieten. Tot slot verwachten we dat naast de traditionele socio-demografische en socio-economische karakteristieken ook levensstijlgerelateerde kenmerken als gedragingen en attitudes een belangrijk aandeel hebben in de verklaring van de sportdeelname. Naast andere variabelen blijkt onder meer de televisiezendervoorkeur een opvallende rol te spelen. Mede op basis van de nieuwe verklarende variabelen kunnen groepen van sporters worden afgebakend. Dit biedt perspectieven maar tegelijkertijd ook heel wat uitdagingen voor de verdere uitstippeling van het sporten bewegingsbeleid.

402 | SAMENVATTINGEN

Balanceren op de scheidingslijn tussen werk en gezin. Werk-gezin conflict en tevredenheid in Vlaanderen en andere Westerse landen Sara Symoens & Piet Bracke De eisen die arbeid en gezin stellen zijn vaak moeilijk verenigbaar, vormen een belangrijke bron van spanning en conflict en leiden tot een afname van de kwaliteit van het leven. In gevorderde markteconomieën waar overheden streven naar het verhogen van de arbeidsparticipatiegraad is het vinden van de juiste balans tussen gezin en arbeid bijgevolg een belangrijke uitdaging. In deze bijdrage wordt de impact van enkele werken gezinsgerelateerde determinanten verkend en wordt de invloed van spillover op zowel werk- als de gezinstevredenheid nagegaan. Gebruik makend van een deel van de data van het ISSP 2002 (werkende mannen en vrouwen tussen 25 en 60 jaar met een partner, uit 16 Westerse landen), wordt de werk-gezin balans van Vlaamse vrouwen (N=312) en mannen (N=379) internationaal vergeleken (Nvrouwen= 3628; Nmannen= 3712). Vier types van landen worden onderscheiden: familiegerichte-, marktgerichte- tweeverdiendersgerichte-, en Mediterrane welvaartstaten. De hypothese dat arbeid-gezin spillover vooral uitgelokt wordt door werkgerelateerde condities, terwijl gezin-arbeid spillover doorgaans gerelateerd is aan de gezinssituatie, wordt niet bevestigd. Opvallend is dat Vlaanderen – in vergelijking met deze 15 andere landen – eerder zwak scoort, zowel voor werk-gezin conflict als voor werken gezinstevredenheid. Multilevel analyses tonen aan dat deze nadelige positie slechts gedeeltelijk kan worden verklaard vanuit de individuele werken gezinsgerelateerde determinanten, maar dat ook eenduidige verschillen tussen de vier landentypes ontbreken. Simulaties doen tenslotte uitschijnen dat in Vlaanderen wel een meer optimale balans tussen werk en gezin mogelijk is, maar dat deze voor mannen niet onverdeeld positief is.

De determinanten van het werk-privé en privé-werk conflict. Onderzoek op basis van de SCV-survey 2005 Elke Valgaeren & Marjan Van Aerschot De combinatie van werk en privéleven is volgens Fu en Shaffer een bidimensioneel en bidirectioneel concept, waarbij men een invloed kan zien van het werk op het privéleven en een invloed van het privéleven op het werk. In dit artikel gaan we na of het model dat Fu en Shaffer voorstellen voor de analyse van het werk-privé conflict en het privé-werk conflict, met werkkenmerken als onafhankelijke variabelen ter verklaring van het werk-privé conflict en gezinskenmerken voor de verklaring van het privé-werk conflict, bruikbaar is in de Vlaamse context. Daarnaast kijken we naar de verschillende situaties van leidinggevenden en uitvoerenden, bedienden en arbeiders en zelfstandigen en werknemers. We maken gebruik van bivariate analyse en lineaire regressie om de situatie van de doelgroepen te schetsen en de fit van het model na te gaan.

SAMENVATTINGEN

403

Huwelijk en kinderen als sleutel tot geluk? Een studie naar culturele en institutionele verschillen inzake het effect van huwelijksstatus en kinderen op het geluk en de tevredenheid met het gezinsleven van mannen en vrouwen in 21 landen Sofie Vanassche, Gray Swicegood & Koen Matthijs In deze studie ligt de focus op de vraag hoe culturele en institutionele verschillen de relatie tussen de gezinssituatie en het welzijn van mannen en vrouwen vorm geven in 21 landen. Gebruik makend van de data van het ISSP uit 2002 testen we de centrale onderzoekshypotheses dat de invloed van 1) de huwelijksstatus en 2) de aanwezigheid van kinderen in het huishouden op het subjectief welzijn van mannen en vrouwen verschillend is naargelang de waarde die wordt gehecht aan respectievelijk het huwelijk en het ouderschap binnen een samenleving. We vinden bevestiging van deze hypotheses inzake de invloed van jonge kinderen op het geluk van mannen en de invloed van de huwelijksstatus op het geluk en de tevredenheid met het gezinsleven van vrouwen. Daarnaast suggereren onze resultaten met betrekking tot de nationale predictoren van geluk dat een goede welvaart in combinatie met sterke familiebanden tot gelukkigere burgers leidt!

Uitstel van ouderschap in het Vlaamse Gewest, 2002-2006. Werkloosheid en werkonzekerheid vertragen de stap naar het moederschap bij de start van de 21ste eeuw Jan Van Bavel & David De Wachter De voorbije decennia stelden almaar meer Vlaamse vrouwen de stap naar het moederschap uit. Daardoor is het aantal vrouwen gestegen dat pas na hun dertigste aan kinderen begint. Deze bijdrage peilt op basis van de survey naar Sociaal-Culturele Verschuivingen naar een aantal belangrijke sociale achtergronden van uitstel van ouderschap in het Vlaamse Gewest tijdens de jaren 2002 tot en met 2006. Welke vrouwen stelden hun eerste kind het meest uit? Wat waren hun eigen kenmerken en die van hun partner? Over het algemeen blijkt de gezinsplanning in Vlaanderen nog heel sterk samen te sporen met trouwplannen. Hoogopgeleiden houden nog sterker aan de regel dat kinderen het beste binnen huwelijksverband worden grootgebracht dan lageropgeleiden. Wat werksituatie betreft, stellen drie categorieĂŤn van afgestudeerde en samenwonende vrouwen hun eerste kind het meeste uit: zij die helemaal geen baan hebben, zij die juist een heel drukke baan hebben, en zij die deeltijds werken maar vrezen om hun werk te verliezen. Duidelijk minder neiging tot uitstel is er bij deeltijds werkende vrouwen met werkzekerheid. Het blijkt dan ook dat er het meeste uitstel van moederschap is in de Vlaamse arrondissementen waar de genderongelijkheid op de arbeidsmarkt en de vrouwelijke werkloosheid het grootst is.

404 | SAMENVATTINGEN

ABSTRACTS The Importance of Recurrent Research into the Populationâ€™s Opinions and Attitudes Jaak Billiet It is socially and scientifically meaningful to investigate at a regular base the subjective side of society, i.e. attitudes and values. This makes it possible to understand social trends and changes. An overview of the international literature learns that this kind of information is used by governments in the context of communication with the citizens, as justification of policy, and also as support for measures that must be taken. The usage of these kinds of data by authorities is not unchallenged. The data must be trustful and reliable when governments want to rely on them. They must be able to separate the wheat from the chaff in a period that the public is harassed by an overwhelming amount of information about the public opinion. Based on a number of criteria for data quality, we conclude that the Social and Cultural Changes survey (SCV-survey) is applying best practise and that it may be compared with the highest quality surveys within Europe. In a period characterized by an inflation of opinion polls a survey as the SCV-survey is certainly not needless. On the contray it is more necessary.

Responsibilities for the Government? YES! The Governmentâ€™s Achievements? Flemish Public Opinion Remains Divided Ann Carton & Guy Pauwels The protection of individual liberties occupied a central position at the development stage of our democratic constitutional state. The first traces of our current welfare state go back to the era of industrialisation and liberalism, i.e. the 19th century. Today the concept of the constitutional state is not only associated with the classic freedom rights, but also with socioeconomic rights. These social rights were constitutionally embedded in 1994.

ABSTRACTS

405

On the whole, Flemings take a somewhat bleak view of our region’s socio-economic prospects. Over the past decades the importance of safeguarding our social model did not escape the attention of the Flemish coalition partners either. A large majority of the Flemish population holds the view that the Government is ‘reasonably to definitely’ responsible for aspects relating to basic social rights. The opinions as to the Government’s achievements in realising these basic rights are ‘divided to undecided’. On the other hand, (very) great satisfaction with the Government’s performance can be found in those Flemish citizens who have confidence in political institutions, who are interested in politics, who have the feeling that their voices are heard and that they can influence society’s development, who do not act out of material self-interest only and trust their fellow citizens regardless of partypolitical views, with an exception for the “Vlaams Blok” vote. Having completed higher education will also encourage a positive judgment. Being an active member or a board member of a target group association is associated with a less positive judgment on the Government’s actions.

More Time, More Money, More Career Opportunities... Happiness and Life Satisfaction in Flanders, 1996-2006 Mark Elchardus & Wendy Smits Between 1996 and 2006, the yearly survey concerning Social and Cultural Changes in Flanders, registered the satisfaction of the respondents with a wide range of activities, environments and other aspects of daily life. Over the ten year period, satisfaction and subjective well being have shown little to no change. The highest levels of satisfaction are consistently recorded for the private sphere. The Flemish are almost unanimously satisfied with their homes and with the members of their family. While the satisfaction of the Flemish population as a whole is relatively high – about average when compared to other European population – a number of areas of concern clearly emerge. There is less satisfaction with income than with many of the others aspects of life, and sizable proportions are dissatisfied with the work pressure to which they are subjected as well as with the lack of time and free time available to them. While in general the Flemish are very satisfied with their job - about 90% expressing satisfaction with their “job in general” - there again high levels of dissatisfaction with some aspects of the job emerge. Opportunities to learn on the job and chances of promotion are deemed insufficient by many, only 58% of the respondents expresses satisfaction with the first, 43% with the latter. People with advanced training often find themselves in a situation in which they are (very) satisfied with their income, but (very) dissatisfied with their lack of time; while people with low qualifications often find themselves in the opposite position, satisfied with their free time, but dissatisfied with their income. Of those two imbalanced, but systematically occurring situations, it is the latter – time riches and income poverty – that contributes most to unhappiness.

406 | ABSTRACTS

Who’s Participating (Anyway)? Patterns and Factors of Expected and Unexpected Participation in Associations in Flanders Caroline Gijselinckx & Maxime Loose In this article we focus on the participation of low-educated and not church practising adults (18 to 75 year old) in associations in the flemish speaking part of Belgium anno 2005. Repeatedly, research has shown that low-educated and not church practising people stand lesser chance to participate in voluntary associations than their high-educated and church practising peers. This is seen as problematic, since there appears to be a positive correlation between participation in voluntary associations on the one hand and pro-democratic and pro-social attitudes and values on the other hand. In this study, we explore the differences in patterns of participation between low and high educated and between those who do not and those who do practice in churches. We then elaborate this bivariate analysis and construct a multivariate model in which we, inspired by Brady, Verba and Schlozman (1995) analyze the effects of education and church practising as resources for participation, controlled for each other, as well as for other resources such as time, money and labour market position, as well as for age and gender. Bivariate analyses show that 43% of the low educated and 50% of the not church practising people participate in associations. Compared to their contrasting categories these participation ratio’s are significantly lower. But we find that this conclusion does not hold true for all types of associations. Moreover, multivariate analyses show that household income and gender appear to have a significant additional effect on the chance to participate in associations. But from the comparison between the categories of low and high educated and those who do and who do not practice in churches we learn that these additional effects only hold true for the probability to ‘unexpected’ participation.

Towards an Ageing of Civic Participation? Trends in the Participation in Associations in Flanders, 1998-2006 Marc Hooghe & Ellen Quintelier Several studies suggest a general decline of civic participation in Western societies (Putnam, 2000). Especially young age cohorts are thought to remain passive, while Theda Skocpol (2003) argues that associations tend to become professionalized, increasingly relying on passive members. Since 1996, the Flemish autonomous region organizes a yearly representative survey to chart the changing value patterns of Flemish citizens. When comparing the results from the 1998-2006 surveys, we do not observe any evidence for a decline in civic participation. This is also true for the youngest age cohorts, although we see some evidence for higher participation rates in the older (55+) age group. There is a very slight tendency towards an

ABSTRACTS

407

ageing process of the members, but this trend is statistically not significant. Our results suggest that there is no general decline of participation. Traditional women’s, religious and family organizations do tend to loose members, but this is offset by the rise of other organizations, e.g., sport clubs.

A Tale of Two Questions. Comparative Validation of Measurement Instruments for Cultural Participation in the Surveys ‘Socio-Cultural Changes’ and ‘Cultural Participation in Flanders 2003-2004’ John Lievens & Hans Waege Two large-scale representative surveys were organised in Flanders in 2004, each including their own measurement instruments for cultural participation: ‘Socio-Cultural Shifts’ (SCV) and ‘Cultural Participation in Flanders 2003-2004’ (CPS). The latter survey contains specific procedures to prevent over reporting of cultural behaviour. Participation rates as measured by the instruments in the SCV-survey are found to be substantially higher than those in the CPSsurvey. Next to the difference in reference period indications are found of a higher degree of over reporting in the SCV-survey. We also find indications for a higher construct validity of the measurement instrument in the CPS-survey. The strongest indications for both over reporting in the SCV-survey and higher construct validity in the CPS-survey are found for those cultural sectors in which participation rates are lowest. This could indicate that where it is more ‘difficult’ for respondents to respond positively to the question whether or not they participated, the bias caused by over reporting is strongest.

The Fleming about Gays: Does the Policy Lead the Way? Attitudes towards Gay Men and Women and towards Homosexuality in Flanders Jan Pickery & Jo Noppe Recently several legal initiatives are taken in Belgium to achieve equal rights for gay men and lesbians (e.g. anti-discrimination law, gay marriage and adoption). This does however not imply that the people’s attitudes have evolved in the same direction. In this paper we examine the Flemish opinions on gay men and lesbians and on homosexuality in general. The results show a broad general acceptance, although this acceptance decreases when explicit reference is made to the sexuality of gay men and lesbians. Moreover the demand for equal rights still raises considerable objections. Even more negative are the responses to the attention to homosexuality in our society. Despite the broad general acceptance, a more implicit negative attitude is substantially widespread. Older and less educated respondents, men and people without homosexuals in their acquaintances have a higher probability to exhibit

408 | ABSTRACTS

this “modern” negative attitude towards homosexuality. Furthermore the attitude is (weakly) correlated with traditional views on the division of roles between men and women. Finally it is striking that, although the support of lesbians and gay men for equal rights is larger, they do not differ significantly from heterosexual people when it comes to the attitude towards the attention to homosexuality in our society.

Leisure-time Sport in Flanders. Trends and Profiles 1999-2006 Jeroen Scheerder, Guy Pauwels & Bart Vanreusel The present study focuses on the active leisure-time sport participation among adults in Flanders. The purpose of this contribution is to examine (a) whether any changes occur in the sport participation pattern between 1999 and 2006, and (b) whether new determinants can be detected regarding the active involvement in sport. Data from the SCV’99 and SCV’06 surveys are used for these analyses. Three hypotheses are put forward. First, it is supposed that at present more people in Flanders partake in leisure-time sport than at the end of the 20th century. Second, it is hypothesised that the influence of traditional characteristics such as age, sex or education has diminished. Third, it is suggested that along with socio-demographic and socio-economic determinants also lifestyle-related variables play a crucial role with regard to the sport participation behavior. The results show that if the active involvement in cycling and walking is included, the number of sport participants has increased between 1999 and 2006. This evolution can be partly attributed to the growing number of female participants. For the first time women caught up with their male counterparts indicating that sex is no longer determining as far as general participation in sport is concerned. However, the impact of age and educational level is still significant. Beside these variables, also the influence of other determinants is remarkable, among others the preference of TV channels. Based on traditional as well as new characteristics segments of sport participants can be identified and used in the outline of sport policy.

Balancing on the Verge between Work and Family. Work-Family Conflict and Satisfaction in Flanders and other Western Countries Sara Symoens & Piet Bracke ‘Work’ and ‘life’ are often difficult to combine. As a result, they can be important sources of tension and conflict, often leading to a decrease in the quality of life. In advanced market economies in which governments strive to increase labour-participation, it is a big challenge to find a satisfying balance between work- and family life. In this article the impact of some work- and family related predictors are explored, as well as the impact of spill over on satisfaction with work- and family life. Part of the data of the ISSP

ABSTRACTS

409

2002 are being used (from 16 countries, working men and women - between 25 and 60 years old â€“ and with a partner were selected) to make an international comparison of the scores of Flemish women (N=312) and Flemish men (N=379) on work-life balance (Nwomen= 3628 and Nmen= 3712). Four types of counties are distinguished: family directed-, market oriented-, two-earners directed- and Mediterranean welfare states. The hypothesis that work-to-family spill over is mainly induced by work related conditions, while family-to-work spill over is brought on mainly by family related conditions, is not confirmed. Another remarkable fact is that, from an international perspective, Flemish women and men score rather bad as concerns both the experience of work-life balance and satisfaction. Multilevel analyses show that individual work- and family related factors can only partly explain this less favourable condition. Furthermore, consistent differences between the four types of welfare states are largely lacking. Nevertheless, simulations show that a more optimal balance between work and family can be obtained in Flanders, albeit with some trade-offs that are not entirely positive for men.

The Determinants of Work-Life and Life-Work Conflict. Research Based on the 2005 Survey on Cultural and Social Changes in Flanders Elke Valgaeren & Marjan Van Aerschot According to Fu and Shaffer the combination of work and private life is a multidimensional and bidirectional concept. We see an influence of the work sphere in the private life and an influence of the private life in the work sphere. In their model Fu and Shaffer use work characteristics as independent variables for the explanation of the work-life conflict and family characteristics for the explanation of the life-work conflict. In this article we examine whether the model that Fu and Shaffer present for the analysis of work-life conflict and life-work conflict is useful in the Flemish context. Moreover we look at the different situations of managerial and non-managerial employees, white and blue collar workers and self-employed persons and employees. We use bivariate analysis and linear regression to describe the situation of the target groups and to examine the fit of the model.

Marriage and Children as a Key to Happiness? A Study of Cultural and Institutional Differences in the Effect of Marital Status on Happiness and Satisfaction with the Family Life in 21 Countries Sofie Vanassche, Gray Swicegood & Koen Matthijs This research considers relationship between the family structure and subjective well-being and the extent to which cultural and institutional differences across 21 countries may condition that relationship. Using the ISSP data 2002, we examine how the effect of marriage sta-

410 | ABSTRACTS

tus and the presence of children on the well-being of men and women differs according to the perceived importance of marriage and parenthood within a society. We find significant crosscountry differences in the relationship between presence of young children and the happiness of men, and in the relationship between the marital status of women and their happiness and satisfaction with family life. In addition, our results for the national-level predictors of wellbeing suggest that prosperity in combination with strong family ties leads to happier citizens.

Postponement of Motherhood in Flanders, 2002-2006. Unemployment and Job Insecurity are Slowing Down the Transition to the First Child at the Start of the 21st Century Jan Van Bavel & David De Wachter During the past decades, ever more women in Flanders have been postponing motherhood. As a result, the proportion of women having their first child after the age of 30 has been on the rise. Using the Flemish survey about Social and Cultural Changes (SCV-survey), this contribution investigates a number of covariates of fertility postponement at the start of the 21st century. What groups are the most likely to delay the transition to motherhood these days? What are key determinants of late motherhood and what are the characteristics of their male partners? First, the transition to motherhood still remains strongly connected to marriage in Flanders. Strikingly, higher educated women appear to tie up their fertility and marriage plans even more strongly than lower educated women. As to their employment situation, three categories of graduated and partnered women are most likely to postpone their first child: women without a job at all, women who have a very busy job, and women who have an ordinary job but fear to lose it. The ones who are the most likely to already have at least one child, are the ones with a part-time but steady job. Regional characteristics also play a role: postponement is strongest in Flanders in districts with high gender inequality and high female unemployment.

ABSTRACTS

411

OVER DE AUTEURS

Jaak Billiet is gewoon hoogleraar aan de K.U.Leuven waar hij methoden van sociologisch onderzoek en data-analyse doceert. Hij is lid van het centraal coördinatieteam van de European Social Survey. Zijn onderzoek heeft betrekking op de datakwaliteit van grootschalige surveys. Piet Bracke is docent aan de vakgroep Sociologie van de Universiteit Gent. Hij publiceert vooral over gezondheids- en gezinssociologische onderwerpen. Ann Carton is doctor in de sociale wetenschappen (K.U.Leuven, departement Sociologie) en is momenteel adviseur-coördinator van het Team kwaliteit statistiek, survey en toekomstverkenningen op de Studiedienst van de Vlaamse Regering. Ze is eveneens verantwoordelijk voor de organisatie van en kwaliteitszorg over de SCV-survey en de contactpersoon voor ISSP in Vlaanderen. David De Wachter is verbonden aan de onderzoeksgroep Interface Demography van de Vrije Universiteit Brussel. Hij onderzoekt de sociaal-economische determinanten van het uitstel van het ouderschap in België. Mark Elchardus is hoogleraar sociologie aan de Vrije Universiteit Brussel en lid van de onderzoekgroep TOR. Hij is auteur van onder meer De Dramademocratie (Lannoo). Caroline Gijselinckx is doctor in de sociale wetenschappen (K.U.Leuven, 2006). Als onderzoeksleider aan het HIVA verricht ze onderzoek naar de actoren en structuren van de civiele maatschappij en de sociale economie. Ze is stichtend lid van het Leuvens Onderzoeksnetwerk Civil Society (LOCS). Marc Hooghe is hoofddocent politieke wetenschappen aan de K.U.Leuven. Hij publiceerde vooral over politieke participatie en sociaal kapitaal (www.kuleuven.be/citizenship).

412 | OVER DE AUTEURS

John Lievens is docent in de Vakgroep Sociologie aan de Universiteit Gent, waar hij kwantitatieve onderzoeksmethoden doceert. Zijn onderzoek situeert zich in de sociaal-wetenschappelijke methodologie en de cultuursociologie. Hij coĂśrdineert de participatiesurveys in het voormalige Steunpunt Re-Creatief Vlaanderen en het huidige Steunpunt Cultuur, Jeugd en Sport. Maxime Loose is wetenschappelijk medewerker aan het HIVA. Als onderzoeker werkt hij voornamelijk rond de themaâ€™s vrijwilligerswerk, middenveld en het verenigingsleven. Koen Matthijs is gewoon hoogleraar aan het Centrum voor Sociologisch Onderzoek van de Faculteit Sociale Wetenschappen van de K.U.Leuven. Zijn onderwijs, onderzoek en academische activiteiten situeren zich voornamelijk in de gebieden van de demografie en de gezinssociologie. Jo Noppe is doctor in de sociale wetenschappen (K.U.Leuven, departement Politieke Wetenschappen) en is momenteel als medewerker actief bij de Studiedienst van de Vlaamse Regering, waar hij verantwoordelijk is voor de opvolging van de beleidsdomeinen Armoede, Gelijke Kansen en Inburgering. Guy Pauwels is socioloog en gediplomeerd in de aanvullende studies bedrijfseconomie (K.U.Leuven). Hij is momenteel als medewerker actief bij de Studiedienst van de Vlaamse Regering waar hij verantwoordelijk is voor de opvolging van de beleidsdomeinen Cultuur, Jeugd en Sport. Jan Pickery is doctor in de sociale wetenschappen (K.U.Leuven, departement Sociologie) en is momenteel adviseur bij de Studiedienst van de Vlaamse Regering, waar hij adviezen verstrekt over statistiektoepassing en kwaliteit van statistische data.

OVER DE AUTEURS

413

Ellen Quintelier is doctoraatsstudente politieke wetenschappen aan de K.U.Leuven. Ze publiceerde vooral over participatie en politieke socialisatie (www.kuleuven.be/citizenship). Jeroen Scheerder studeerde lichamelijke opvoeding, marketing en sociale en culturele antropologie. Hij is docent sportmanagement en sportbeleid aan de K.U.Leuven, gastprofessor sportsociologie aan de Universiteit Gent en gastdocent aan de Academie voor Sportbeleid & Management. Wendy Smits is senior onderzoeker aan de Vrije Universiteit Brussel en lid van de onderzoeksgroep TOR. Zij is co-auteur van onder meer Anatomie en oorzaken van het wantrouwen (VUB-Press). Samen met Mark Elchardus publiceerde ze onlangs Het grootste geluk (lannoo campus). Gray Swicegood is associate professor aan het departement sociologie van de University of Illinois in Urbana-Champaign, USA. Zijn onderzoeksinteresse gaat voornamelijk uit naar de gezinsvorming van migranten in de Verenigde Staten en de studie van demografische levenslooptransities. Sara Symoens is afgestudeerd als licentiaat in de sociologie en als master na master in de economie. Sedert oktober 2006 is ze assistente aan de vakgroep Sociologie van de Faculteit Politieke en Sociale Wetenschappen van de Universiteit Gent. Ze bereidt een doctoraat voor rond echtscheiding en welbevinden. Elke Valgaeren behaalde in 2007 haar doctoraat in de politieke en sociale wetenschappen (Universiteit Antwerpen). Ze is gespecialiseerd in de genderaspecten van loopbanen. Momenteel werkt ze als onderzoeker bij het Steunpunt Gelijke Kansenbeleid, een consortium van de Universiteit Hasselt en de Universiteit Antwerpen. Marjan Van Aerschot is wetenschappelijk medewerker bij het Steunpunt Gelijke Kansenbeleid (Universiteit Hasselt â€“ Universiteit Antwerpen), waar ze verantwoordelijk is voor dataverzameling en -analyse. Haar doctoraat over de combinatie van arbeid en gezin bevindt zich momenteel in de eindfase. Sofie Vanassche is afgestudeerd als licentiaat in de sociologie. Sedert januari 2006 is ze onderwijsassistente aan het Centrum voor Sociologisch Onderzoek van de Faculteit Sociale Wetenschappen van de K.U.Leuven. Ze bereidt een doctoraat voor rond echtscheiding in Vlaanderen.

414 | OVER DE AUTEURS

Jan Van Bavel is hoofd van de onderzoeksgroep Interface Demography en doceert demografie en sociaalwetenschappelijke methodologie aan de Faculteit Economische, Sociale en Politieke Wetenschappen van de Vrije Universiteit Brussel. Hij doet onderzoek naar de oorzaken van lage vruchtbaarheid in Europa. Bart Vanreusel is gewoon hoogleraar aan de KULeuven. Hij leidt het Departement Humane Kinesiologie en is voorzitter van de Vlaamse Sportraad. Hans Waege is hoofddocent in de Vakgroep Sociologie aan de Universiteit Gent, waar hij onderzoeksmethoden doceert en de onderzoeksgroep â€˜Ghent - Social Science Research and Methodologyâ€™ leidt. Zijn onderzoek richt zich op datakwaliteit in surveys, en cultureel gedrag en attitudes.

OVER DE AUTEURS

415