Issuu

Maatschappelijk vertrouwen

Een wantrouwig landje Maatschappelijk vertrouwen in Vlaanderen

Mark Elchardus en Wendy Smits Onderzoeksgroep TOR Vakgroep Sociologie VUB 1. Inleiding De voorbije dertig jaar is de belangstelling voor het vertrouwen in de instellingen sterk toegenomen. Daarna kunnen twee oorzaken worden aangewezen. Ten eerste, is er de overtuiging dat het vertrouwen in de instellingen en de politiek afneemt1. Ten tweede, baart die afname zorgen omdat de maatschappijwetenschappen, veel meer dan voorheen, gevoelig worden voor de rol van sociaal-culturele factoren als waarden, sociale betrokkenheid en vertrouwen, voor het bereiken van belangrijke maatschappelijke doelstellingen. Een uitgebreide literatuur documenteert de invloed van die factoren op de kans op economische groei en welvaart2, op politieke en beleidsmatige doeltreffendheid3 en op de kwaliteit van het sociaal beleid en het welzijnsbeleid4. In deze bijdrage komen de gevolgen van het wantrouwen niet aan bod. We onderzoeken (1) hoe het vertrouwen in de instellingen best wordt gemeten en (2) hoe de afname van het vertrouwen kan worden verklaard. Dit onderzoek steunt op verschillende bronnen. We steunen op het verkiezingsonderzoek van 1995 (Beerten, Billiet, Carton e.a., 1997), op het onderzoek TOR98 naar middenveldparticipatie (Elchardus, Hooghe en Smits, 1998) en op de surveys van de Administratie Planning en Statistiek (APS) van de jaren 1996, 1997, 1998 en 19995. In het verlengde van onderzoek op basis van de APS-surveys van 1996 en 1997 (Elchardus en Smits, 1998; Elchardus, 1998) kijken we hier naar vertrouwen in de instellin-

1. Zie onder meer: Adams en Lennon, 1992; Bachman en Jennings, 1975; Blendon en al., 1997; Kawachi, Kennedy en Lochner, 1997, Klingemann en Fuchs, 1995; Kruger, 1993; Ney, Zelikow en King, 1997; Ney, 1997; Tiryakian, 1997). 2. Onder meer: Barret, 1997; Evans, 1996; Fedderke, De Kadt en Luiz, 1999; Fukuyama, 1995; Peyrefit, 1995; Rosenberg en Birdzell, 1986. 3. Bijvoorbeeld: Borgos en Douglas, 1997; Lane, 1988: 34; Neustadt, 1997: 180; Orren, 1997; Putnam, 1993; Useem en Useem, 1979). 4. Onder meer: Colverson, 1995; Comley, 1998; Hill, 1999; Kalofonos en Palinkas, 1999; Reese, Robin, Nair e.a., 1999; Taylor-Gooby, 1999. 5. Beschreven in (Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap, 1996,1997,1998,1999).

Mark Elchardus & Wendy Smits

gen. In al de vermelde onderzoeken wordt een zelfde stijl van vraagstelling met betrekking tot dat vertrouwen gehanteerd. Telkens wordt een lijst van instellingen voorgelegd (bv. onderwijs, Europese Unie, leger…) en wordt de respondent gevraagd naar de mate waarin hij vertrouwen stelt in die instellingen. In alle surveys kon de respondent kiezen uit 5 antwoordcategorieën6. Voor de tweede helft van de jaren negentig beschikken we dus over 6 surveys, gespreid over 5 jaar, bij in het totaal meer dan 9400 respondenten. Aangezien de lijst van instellingen waarover vragen worden gesteld niet in elk onderzoek strikt dezelfde is, krijgen we door de zes databanken samen te bekijken een goed beeld van de relatieve positie van een 20-tal instellingen (Tabel 1). Het is verantwoord de gemiddelde positie van instellingen voor de periode 1995-1999 te berekenen omdat die positie op korte termijn niet sterk verandert, maar bovenal omdat op die manier ook kortstondige fluctuaties en steekproeffouten worden afgezwakt. Tabel 1: Grootte van het vertrouwen in de instellingen voor jaren ‘90

Wetenschap Onderwijsstelsel Artsen Ziekenhuizen Mutualiteit Verenigingsleven Koning Test-aankoop Banken Bedrijfsleven Politie Patronaat Administratie Advocaten Pers Vakbonden Kerk Parlement Regering Gerecht Politieke partijen (1)

% (zeer) veel vertrouwen (1)

Aantal datapunten

Rangorde

72.1 69.9 69.7 61.8 59.4 51.4 45.7 43.5 43.5 38.4 37.4 26.0 24.3 22.7 20.6 21.8 21.3 16.8 16.3 16.0 9.4

1 6 1 1 1 1 5 1 1 1 6 6 6 1 6 6 6 6 6 6 6

1 2 3 4 5 6 7 8 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20

Gemiddeld % (zeer) veel vertrouwen over de verschillende datapunten

6. 1 ‘zeer weinig vertrouwen’, 2 ‘weinig vertrouwen’ 3 ‘noch veel, noch weinig vertrouwen’ 4 ‘veel vertrouwen’ 5 ‘zeer veel vertrouwen’

Maatschappelijk vertrouwen

Uit tabel 1 blijkt dat de mate waarin instellingen het vertrouwen van de bevolking genieten, heel sterk verschilt van de ene tot de andere instelling. In de wetenschap en in het onderwijs hebben respectievelijk 72 en 70% van de mensen veel tot zeer veel vertrouwen. Politieke partijen en het gerecht staan onderaan de lijst met 9 en 16%. Wetenschap, onderwijs, artsen, ziekenhuizen en mutualiteiten genieten veel vertrouwen. Laag tot zeer laag is het vertrouwen in het patronaat, de (overheids)administratie, advocaten, vakbonden, de kerk, de pers, het parlement, de regering, het gerecht en de politieke partijen.

2. Maatschappelijk vertrouwen De mate waarin instellingen vertrouwen genieten en de mate waarin een persoon die één instelling wantrouwt ook weinig vertrouwen heeft in de andere, zijn twee heel verschillende dingen. Als we zoeken naar een onderliggende dimensie ‘vertrouwen in instellingen’ zijn we vooral geïnteresseerd in het laatste. We spreken van een samenhangende groep van instellingen indien geldt dat de mensen die weinig vertrouwen stellen in één instelling uit die groep, ook relatief weinig vertrouwen hebben in de andere instellingen uit die groep. Het is daarbij perfect mogelijk dat in dezelfde groep instellingen zitten die heel veel vertrouwen genieten en andere die bijzonder sterk gewantrouwd worden. De onderzoekstechniek die geschikt is om na te gaan of al de bevraagde instellingen één groep of dimensie vormen of daarentegen uiteenvallen in verschillende groepen, is de hoofdcomponentenanalyse. Als we die analyse uitvoeren op de antwoorden van de 9400 respondenten die geïnterviewd werden in de 6 surveys uit de tweede helft van de jaren negentig, zien we heel duidelijk één enkele dimensie naar voor komen (zie Tabel 2). Na de eerste component met een eigenwaarde van 4.1 is er een duidelijk knikpunt. De tweede eigenwaarde bedraagt slechts 1.1 en dus dichtbij het punt waarop in feite niet meer van een component of dimensie kan worden gesproken. Als die enige dimensie wordt berekend als een somschaal die het vertrouwen in alle instellingen peilt, is de Cronbach’s alfa gelijk aan 0.82, wat wijst op een zeer betrouwbare schaal7.

7. De Cronbach’s alfa stijgt nergens als een bepaalde instelling wordt weggelaten, wat de homogeniteit van de onderkende dimensie bevestigt.

Mark Elchardus & Wendy Smits

Tabel 2: Samenhang tussen de verschillende instellingen Vertrouwen in: Scholen Justitie Vakbonden Politie & rijkswacht Kerk Pers Patroons Overheid/administratie Politieke partijen Regering Parlement

Factorlading

α als item wordt weggelaten

0.43 0.63 0.49 0.54 0.49 0.47 0.44 0.69 0.77 0.80 0.81

0.82 0.80 0.82 0.81 0.82 0.82 0.82 0.80 0.79 0.79 0.79

λ1=4.1; r21=37.6%

0.82

λ2=1.1; R22=10.4% Het lijkt dus aangewezen te spreken van vertrouwen in instellingen in het algemeen8. We zullen daarvoor ook de term ‘maatschappelijke vertrouwen’ hanteren. Op basis van de gegevens uit Vlaanderen voor de tweede helft van de jaren negentig, blijkt het dus niet echt verantwoord een onderscheid te maken in vertrouwen in ‘economische instellingen’, ‘politieke instellingen’, ‘traditionele’, ‘gevestigde’ en dies meer. In de onderkende factor (Tabel 2) hebben parlement (0.81), regering (0.80) en politieke partijen (0.77) de hoogste factorladingen. Dat betekent dat politieke instellingen het algemeen maatschappelijk vertrouwen het best weerspiegelen. Voor de Vlamingen vormen alle instellingen één geheel. Als het vertrouwen wordt aangevreten, treft dat alle instellingen, maar de politieke instellingen registreren het hardst en het best de veranderingen in maatschappelijk vertrouwen.

3. De vertrouwenscrisis Het vertrouwen in de instellingen wordt best beschouwd als een ééndimensioneel gegeven. Voor de tweede helft van de jaren negentig en voor Vlaanderen, kan de ontwikkeling ervan via de zes eerder beschreven surveys worden onderzocht. Als we enkel de peilingen van de administratie Planning & Statistiek (APS) bekijken, zien we dat het vertrouwen tussen 1996 en 1997 sterk daalt, waarna het zich dan vanaf 1997 begint te herstellen om in 1999 te belanden op een iets hoger niveau dan in 1996 (zie Tabel 3). Al de geobserveerde verschillen zijn statistisch significant.

8. Tot dat besluit kwamen we ook reeds op basis van de analyse van de gegevens van de APSsurveys van 1996 en 1997 (Elchardus and Smits, 1998).

Maatschappelijk vertrouwen

Tabel 3: Evolutie van het vertrouwen in de 11 instellingen van 1995 t.e.m. 1999

‘95-‘9

‘96-‘97

‘97-’98 (tor)

‘97-’98 (aps)

‘98(tor)-‘98(aps)

‘98(aps)-‘99

1995 (ispo) 1996 (aps) 1997 (aps) 1998 (tor98) 1998 (aps) 1999 (aps)

-0.06 0.09 -0.08 -0.22 0.11 0.18

-0.06 0.09 -----

-0.09 -0.08 ----

---0.08 -0.22 ---

---0.08 -0.11 --

----0.22 0.11 --

----0.11 0.19

Significantie

***

Jaar

‘98(tor)-‘99

‘95-‘96-‘97-‘98-‘99

Gemiddelde score

-0.22 0.19 ***

* p<0.05; ** p<0.01; *** p<0.001 Als we de blik verbreden door ook rekening te houden met het verkiezingsonderzoek van 1995 (ISPO95) zien we een stijging van het vertrouwen tussen ‘95 en ‘96. Het beeld dat we hier krijgen is dat van een Vlaanderen waarin het vertrouwen in de instellingen zich herstelt, maar waar dat herstel op een brutale wijze werd onderbroken in 1996. Tussen het einde van de survey in juli 1996 en de aanvang van de nieuwe survey in maart 1997 (zie Tabel 4), situeren zich een aantal gebeurtenissen die het land diep hebben beroerd. Op 13 augustus 1996 wordt Marc Dutroux gearresteerd op verdenking van kidnapping; op 15 augustus worden de verdwenen kinderen Sabine en Laetitia bevrijd uit zijn woning; op 17 augustus worden de lijken van Julie en Melissa opgegraven; dan raakt ook bekend dat Dutroux voor zedenfeiten al eerder werd veroordeeld maar vervroegd werd vrijgelaten. Julie en Melissa worden op 22 augustus begraven. De affaire Dutroux heeft dan het land in haar greep. De publieke opinie reageert geschokt op de mededeling dat bij een huiszoeking in de woning van Dutroux, een paar weken voor zijn aanhouding, de kelder waarin Sabine zat opgesloten niet werd ontdekt (hoewel men blijkbaar “stemmen had gehoord”). Op 3 september worden de lijkjes van An en Eefje opgegraven. Op 13 oktober valt het beruchte “spaghetti-arrest” waarbij de onderzoeksrechter die het vertrouwen van de ouders van de vermiste kinderen genoot, van het onderzoek wordt weggetrokken. De hele zaak treft de bevolking zozeer dat op 20 oktober naar schatting 300.000 mensen mee opstappen in de Witte Mars. Deze gebeurtenissen houden meer dan waarschijnlijk een verklaring in voor het verlies van vertrouwen dat tussen 1996 en 1997 wordt opgetekend. De vrij grote toename van het vertrouwen tussen 1995 en 1996 is minder gemakkelijk te verklaren. België leefde in 1995 al in een schandaalsfeer ten gevolge van de zaak Agusta.

Mark Elchardus & Wendy Smits

Minstens een gedeelte van het verschil tussen 1995 en 1996 (de surveys werden nagenoeg aansluitend gehouden) moet waarschijnlijk aan steekproeffluctuatie worden toegeschreven. Dat geldt eveneens voor het grote verschil tussen de APS-survey en de TOR-survey uit 1998, die bijna gelijktijdig liepen (de TOR-survey startte twee maanden vroeger dan de APS-survey). De APS-survey plaatst het vertrouwen op 0.11 (factorschaal) en suggereert een verbetering ten opzichte van het vorige jaar met 0.19 punten (standaardafwijking); de TOR-survey plaats het vertrouwen op -0.22 punten en ziet dus ten opzichte van het vorige jaar een verdere achteruitgang van 0.14 punten. Volgens de APS-survey bereikte het wantrouwen zijn dieptepunt in 1997 en tekende het herstel zich af vanaf de eerste helft van 1998, volgens de TOR-survey situeerde het dieptepunt zich in 1998 en komt het herstel niet vroeger dan de tweede helft van 1998. Het is mogelijk dat het kleine verschil in de timing van de surveys het verschil in de waarnemingen ten dele verklaart, maar de APS-survey van 1998 overschat nagenoeg zeker het vertrouwen. Die survey wordt immers gekenmerkt door een sterke ondervertegenwoordiging van laaggeschoolden. Hij rapporteert 13.1% respondenten zonder diploma of met enkel een getuigschrift lager onderwijs. In de TOR-survey van 1998 is dat 18.3% (dit ligt dichter bij de waarheid, maar is nog steeds een onderschatting van het numerieke belang van deze bevolkingsgroep). Tabel 4: Tijdlijn en timing van de surveys uit de jaren negentig 1995

1996

1997

1998

1999

Ispo95 Aps96 Aps97 Tor98 Aps98 Aps99

Timing van de surveys

Timing van de crisismomenten

Uit deze beschouwingen kunnen drie besluiten worden getrokken. Ten eerste, tekende er zich midden jaren negentig in Vlaanderen een schuchtere verbetering van het vertrouwen af. Die trend werd echter brutaal gebroken door de zaak Dutroux. Het herstel herneemt dan, afhankelijk van de survey die men bekijkt, vanaf eind 1997, begin 1998 of eind 1998, begin 1999. Als die beschrijving van de trend juist is, blijkt, ten tweede, dat de grote maatschappelijke bezorgdheid over de vertrouwenscrisis zich pas heeft voorgedaan toen deze al aan een schuchter herstel bezig was. Dit is geen verbazende vaststelling. Wie de publieke belangstelling naast sociologische trendgegevens legt, komt gemakkelijk tot de vaststelling dat publieke aandacht doorgaans komt als vijgen na Pasen. Die vaststelling versterkt ook de indruk dat sterk gemediatiseerde crisismomenten zoals het Agustaschandaal, de affaire Dutroux en opflakkeringen als deze rond de ontsnapping van Dutroux, de dood van Semira en de dioxine in de kippen, veeleer voorstellingen zijn van een diep aangevreten vertrouwen dan oorzaken van het wantrouwen (Elchardus and Smits, 1998; Elchardus, 1998). De bredere vergelijking maakt, ten derde, ook duidelijk dat vertrouwen van het ene op het andere

Maatschappelijk vertrouwen

jaar nogal sterk kan fluctueren. Commentatoren van de politieke actualiteit moeten er zich voor hoeden aan dergelijke korte termijnfluctuaties al te grote besluiten vast te knopen. Om de veranderingen in het vertrouwen te begrijpen, volstaat het niet deze op een impressionistische wijze in verband te brengen met de actualiteit, maar moet dieper naar de oorzaken van het wantrouwen worden gegraven.

4. De oorzaken van het wantrouwen 4.1 Naar een algemene theorie van het vertrouwen Naar aanleiding van de analyse van de APS-surveys van 1996 en 1997, synthetiseerden we een aantal mogelijke verklaringen voor de vertrouwenscrisis tot een samenhangende, toetsbare theorie (Elchardus and Smits, 1998). A-priori werd toen één mogelijke verklaring buiten beschouwing gelaten en dat doen we hier ook weer. We verklaren het maatschappelijk vertrouwen niet in termen van de prestaties van de instellingen. Daarvoor zijn er drie redenen: (1) we beschikken niet over objectieve gegevens over de prestaties van de instellingen die we bestuderen; (2) het gebruik van de subjectieve evaluatie van prestaties leidt tot tautologische verklaringen; (3) vertrouwen is precies nodig omdat de prestaties van instellingen niet op afdoende wijze kunnen worden geëvalueerd. Het verklaringsmodel dat we op de gegevens van 1996 en 1997 hebben getoetst, steunde op een welbepaalde theorie over de oorzaken van institutioneel vertrouwen en wantrouwen. We brengen de belangrijkste elementen summier in herinnering. We beschouwen het vertrouwen in instellingen als een functie van drie elementen: het vertrouwde, het verwachte en het gekende. Het vertrouwen in instellingen is groter bij mensen die gesocialiseerd zijn voor of ervaringen hebben opgedaan die aanzetten tot een vertrouwende opstelling. Het vertrouwen is ook groter in instellingen die beantwoorden aan belangrijk geachte verwachtingen en een basisgevoel van veiligheid geven. Ten derde, is het vertrouwen ook groter in gekende instellingen. Het vertrouwend maken, het gekend maken en het beantwoorden aan verwachtingen, worden beschouwd als de drie basisprocessen die mensen vertrouwen in de instellingen kunnen geven. De bereidheid vertrouwen te schenken, de kans dat instellingen aan de eigen verwachtingen beantwoorden en de kans geïnformeerd te zijn over instellingen, wordt systematisch beïnvloed door de positie die mensen innemen in een aantal maatschappelijke processen. Die kansen worden, met andere woorden, beïnvloed door wat men ook rollen, posities, status en collectieve lidmaatschappen kan noemen. Levensbeschouwing, geloof en overtuiging, bijvoorbeeld, zijn oefeningen in de “suspension of disbelief” en kunnen als zodanig een meer vertrouwende houding in de hand werken. We stelden zo’n verband vast in de APS-surveys van 1996 en 1997. Galland (1999) kwam in zijn internationale vergelijking eveneens tot de bevinding dat levensbeschouwelijk geëngageerd zijn, naar meer sociaal vertrouwen leidt. Het onderwijsniveau, het inkomen, de arbeidsmarktpositie en de sociaal-economische status, bepalen in grote mate de levenskansen en kunnen dus ook de kans beïnvloeden dat de instellingen aan de eigen verwachtingen tegemoet komen. Er zijn in feite weinig studies die sociaal-economische factoren citeren als belangrijke oorzaken van wantrouwen. Men komt

Mark Elchardus & Wendy Smits

die diagnose veeleer tegen in het politieke en journalistieke discours (waarschijnlijk ten gevolge van een residu onopgelost simplistisch Marxisme)9. Empirische analyses brengen haast steeds een verband tussen vertrouwen en het onderwijsniveau aan het licht (Galland, 1999; Dekker en de Hart, 1999). Niet een laag inkomen als dusdanig zou dus van belang zijn, maar het gevoel van relatieve deprivatie dat in onze samenleving dikwijls verbonden is met een lage graad van scholing. Verder kunnen de participatie aan het verenigingsleven, het mediagebruik en de gezinssituatie eveneens een invloed uitoefenen op het vertrouwen, omdat zij een invloed hebben op de informatie die men verwerft over verschillende maatschappelijke instellingen. Ook de leeftijd kan daarbij een rol spelen. In de Amerikaanse literatuur gaat nogal wat aandacht naar de rol van de media en in het bijzonder de televisie (bv. Patterson, 1993; Chan, 1997). Elchardus, Hooghe en Smits (2000) kwamen tot de bevinding dat mensen die weinig participeren en veel televisie kijken, minder vertrouwen hebben in de instellingen dan de anderen. Een groot deel van de bezorgdheid in de Amerikaanse literatuur verwijst niet naar de hoeveelheid tv-kijken, maar naar de (cynische) inhoud van het politieke nieuws. We zullen in de modellen die we ontwikkelen, slechts het effect van de hoeveelheid televisiekijken onderzoeken. Al de opgesomde variabelen, die te maken hebben met maatschappelijke posities, oefenen hun invloed op het vertrouwen niet rechtstreeks uit, maar via de ervaringen en opvattingen waartoe zij bijdragen. De hypothesen die tot nog toe als voorbeeld werden gegeven, worden op een meer systematische wijze voorgesteld in het onderstaande schema. De maatschappelijke posities die mensen innemen (tweede kolom), beĂŻnvloeden de wijze waarop zij deelnemen aan de basisprocessen (beschreven in de eerste kolom) en dat leidt tot een reeks houdingen en opvattingen (derde kolom) die het vertrouwen in de instellingen beĂŻnvloeden.

9. Wilkinson, Kawachi & Kennedy vonden, op het niveau van de Amerikaanse Staten, wel een band tussen ongelijkheid (als collectieve eigenschap), vertrouwen en gewelddadige misdaad (Wilkinson, Kawachi en Kennedy, 1998) (ook Kennedy, Kawachi, Prothrow-Stith e.a., 1998). Het is best mogelijk dat ongelijkheid op geaggregeerd niveau leidt tot onbehagen, ongeacht het niveau van de individuele sociaal-economische toestand.

Maatschappelijk vertrouwen

Schema 1: Samenvatting van de theorie die wordt gebruikt om het maatschappelijk vertrouwen te verklaren Basisprocessen die leiden tot sociaal en maatschappelijk vertrouwen basisprocessen bepalen

Maatschappelijke posities en collectieve identiteiten die de ervaring van de individuen m.b.t. de met de basisprocessen worden geconfronteerd

Ervaringen, opvattingen, houdingen en praktijken die het gevolg zijn van de wijze waarop individuen

• Vertrouwend maken • Beantwoorden aan verwachtingen • Kennis en informatie verspreiden

• Levensbeschouwing • Onderwijsverwerving • Participatie aan het middenveld • Arbeidsmarktpositie • Sociaal-economische status • Inkomen • Mediagebruik • Gezinssituatie • Leeftijd

• Gevoel van veiligheid • Toekomstverwachting • (fundamenteel conflict) positie op de nieuwe breuklijn • Ontologisch collectivisme • Maatschappelijke betrokkenheid • Sociale isolatie • Tevredenheid met het privéleven

Op basis van vergelijkend onderzoek besluiten Diez & Torregrosa dat culturele verschillen belangrijker zijn voor het vormen van vertrouwen dan politieke en economische (DiezNicolas en Torregrosa-Peris, 1998). Daarom kan een analyse van het vertrouwen niet stoppen bij het effect van maatschappelijke posities en collectieve identiteiten, maar dient ook te worden gekeken naar opvattingen, houdingen en sociaal-culturele praktijken. Het gaat hier dan om de houdingen en opvattingen die door een welbepaalde confrontatie met de basisprocessen in de hand worden gewerkt. We overlopen de opvattingen en houdingen waarvan we de impact zullen toetsen. Het gaat om factoren waarvan een effect werd vastgesteld in de analyse van de gegevens van 1996 en 1997 of waarvan een effect in de literatuur wordt gerapporteerd. Het is mogelijk dat een zwakke sociaal-economische positie of bestaansonzekerheid, leidt tot angst voor de toekomst en een gevoel van onveiligheid. Het lijkt vanzelfsprekend dat het vertrouwen in de instellingen daalt als men een onbehaaglijk toekomstgevoel heeft (zie ook Kohl, 1995; Sztompka, 1998) of als de instellingen en de overheid falen in hun eerste taak, de burger een gevoel van veiligheid geven10. Verschillende auteurs (Moore, 1996; Tiryakian, 1997: 172-173) stellen ook dat het vertrouwen lager is indien de natie en de staat niet samenvallen. Dat zou misschien het zeer lage

10. Voor de wijze waarop de variabelen in de derde kolom van het schema werden gemeten, verwijzen we naar Elchardus, Hooghe en Smits, 2000 en Smits, Elchardus en Hooghe, 2000.

Mark Elchardus & Wendy Smits

vertrouwen in België ten dele kunnen verklaren. Voor de situatie in Vlaanderen is deze stelling minder relevant. We beschikken overigens niet over de nodige gegevens om haar te toetsen. Die stelling kan echter wel worden veralgemeend in de zin dat mensen die fundamenteel in conflict zijn met de gevestigde orde van hun samenleving, ook minder vertrouwen zullen hebben in de instellingen van die samenleving. Het verband tussen conflict en vertrouwen, zal waarschijnlijk sterker worden naarmate het conflict betrekking heeft op identitaire of ethische kwesties, die een moreel oordeel over personen inhouden (May, 1997). De kans op scherp conflict neemt waarschijnlijk ook toe in de mate dat de verschillen in opvatting leiden tot het gevoel dat men door de maatschappelijke elite minderwaardig wordt geacht of ethisch veroordeeld (Mansbridge, 1997). Dat verklaart ons inziens de relatie tussen etnocentrisme en wantrouwen, die bij de analyse van de gegevens van 1996 en 1997 werd vastgesteld (Elchardus and Smits, 1998). Mensen die het moeilijk hebben met migranten of racist zijn, weten dat dergelijke houdingen door het establishment worden afgekeurd en onttrekken hun vertrouwen aan de instellingen die in hun ogen door die elite worden beheerd en die elite ondersteunen. Omdat we hebben vastgesteld dat het etnocentrisme (samen met utilitair individualisme of de opvatting dat iedereen uit eigenbelang handelt, autoritarisme en anti-politiek) onderdeel is van een alignement van houdingen dat een nieuwe breuklijn vormt in de Belgische politiek, zullen we de stelling over de rol van diep en ongepacificeerd conflict hier toetsen voor die nieuwe breuklijn en niet enkel voor het etnocentrisme (Elchardus, 1994c; Elchardus en Pelleriaux, 1998). Het ontologisch collectivisme is een houding die ervan uitgaat dat mensen ontologisch verbonden zijn: dat men het geluk van anderen nodig heeft om zelf gelukkig te kunnen zijn en dat men het geluk pas echt kan vinden als men belangeloos iets voor een ander doet (Elchardus en Derks, 1996). Het gaat dus om de overtuiging dat het geluk van het individu fundamenteel afhankelijk is van het geluk van de anderen, vandaar de naam: ontologisch collectivisme. Die houding vertoont verwantschap met het christelijke personalisme. Men kan verwachten dat zij bijdraagt tot zowel sociaal als institutioneel vertrouwen. Omdat het ontologisch collectivisme nauw verwant is aan het christelijk personalisme, kan men daarenboven verwachten dat het de invloed van de levensbeschouwing op het vertrouwen ten dele bemiddelt. Maatschappelijke betrokkenheid meten we als een metafactor van drie andere factoren die respectievelijk weergeven (1) hoe vaak iemand praat over sociale en politieke thema’s, (2) hoe sterk men op de eigen buurt, haar leven en problemen betrokken is en zich daar actief voor wil inzetten en (3) de mate van cultuurparticipatie (dat is participatie aan alle soorten culturele activiteiten buitenshuis (van de meest populaire tot de meest “hoogculturele”, met uitsluiting van sportevenementen)11. Sociale isolatie verwijst naar de mate waarin mensen bij anderen terecht kunnen met verschillende zorgen. We verwachten dat mensen die weinig betrokken zijn en sociaal geïsoleerd, een onduidelijker beeld hebben van de maatschappelijke instellingen en er daarom minder vertrouwen in stellen.

11. De metafactor voor deze drie schalen is niet erg overtuigend (eigenwaarde 1.5, verklaarde variantie 49% en alfa 0.49). Maar de onderlinge relaties zijn toch zo hoog dat deze zorgen voor multicollineariteit in het model. Daarom werd geopteerd voor een eenvoudige datareductie.

Maatschappelijk vertrouwen

De tevredenheid met het privĂŠleven verwijst naar de tevredenheid met een brede waaier van aspecten van het dagelijkse leven (de woning, de buurt, het inkomen, het werk, de levensstandaard, de vrijetijdsbesteding, de gezondheid, de huisgenoten, de familieleden, de vrienden en kennissen). Die variabele wordt gebruikt als een indicator van de mate waarin het leven in het algemeen tegemoet komt aan de verwachtingen. Op basis van de theorie verwachten we dat mensen meer vertrouwen hebben in de instellingen van een maatschappelijke orde die aan hun verwachtingen beantwoordt.

4.2 De theorie getoetst We toetsen de voorgestelde verklaringen eerst op de gegevens van de TOR-survey van 1998 omdat de relevante variabelen daar op de meest volledige wijze werden gemeten. We herhalen de toetsen daarna op de vier APS-surveys. We bouwen het verklaringsmodel op door eerst te kijken naar het effect van de maatschappelijke posities. De levensbeschouwing, het opleidingspeil en de participatiegraad blijken alle drie een betekenisvolle invloed te hebben. Samen verklaren zij een niet onaardige 10% van de variatie van het vertrouwen. Na controle voor die invloeden blijken arbeidsmarktpositie, het inkomen en de sociaal-economische positie, alsook de gezinssituatie, de hoeveelheid tv die wordt gekeken en de leeftijd, geen rechtstreekse invloed meer uit te oefenen. De levensbeschouwelijke positie, de mate waarin aan het middenveld wordt deelgenomen en de genoten opleiding, blijken de enige relevante maatschappelijke posities of kenmerken te zijn, die het vertrouwen beĂŻnvloeden. Dit bevestigt een conclusie waartoe we ook reeds in 1998 kwamen en waartoe trouwens de meeste onderzoekers komen, namelijk dat sociaal-culturele variabelen bij de verklaring van het maatschappelijk vertrouwen een veel belangrijker rol spelen dan sociaal-economische variabelen. Om dat extra duidelijk te maken, presenteren we de twee modellen met de belangrijkste sociaal-economische variabelen (zie figuren 1 en 2). In het eerste model is dat het beschikbare gezinsinkomen. Dit heeft helemaal geen effect.

Mark Elchardus & Wendy Smits

Figuur 1: Effect van achtergrondvariabelen en socio-economische factoren op het vertrouwen in de instellingen12 (model 1)

12. “Scholing” is geoperationaliseerd als het aantal jaren scholing afgewerkt. De “levensbeschouwing” werd gehercodeerd als dummyvariabele waarbij de vrijzinnigen, ongelovigen, diegenen die zelf hun geloof bepalen, onverschilligen code 0 krijgen en de katholieken, zowel pratikerenden als niet-pratikerenden, code 1. “Inkomen” is het beschikbare gezinsinkomen (continue variabele) en de “participatiegraad” is een continue maat die het lidmaatschap aan allerlei middenveldorganisaties weergeeft.

Maatschappelijk vertrouwen

In het tweede model wordt een tweedelige variabele ingevoerd, die het onderscheid maakt tussen de mensen die volgens de criteria van het Centrum voor Sociaal Beleid onder de armoedegrens leven (het gaat om 6% van de steekproef) en de anderen (Van Dam en Van den Bosch, 1997)13. Deze variabele, die armoede of sociale uitsluiting meet, heeft een heel klein effect (Ă&#x;=-0.02)14. De armen hebben iets minder vertrouwen in de instellingen, maar het vastgestelde effect is zeer klein en niet statistisch significant. Belangwekkend is de vaststelling dat inkomen, noch armoede afbreuk doen aan het effect van het onderwijs. De laaggeschoolden hebben merkelijk minder vertrouwen dan de hooggeschoolden, maar dat verschil komt niet tot stand via hun verschillende kansen op inkomen en hun verschillend risico op armoede. Het wordt evenmin bemiddeld door de arbeidsmarktpositie. Figuur 2: Effect van achtergrondvariabelen en socio-economische factoren op het vertrouwen in de instellingen (model 2)

13. De armoedelijn wordt volgens de relatieve methode vastgelegd op een bepaald percentage van het gemiddeld of mediaan gezinsinkomen. Voor de EG-lijn wordt het percentage van 50 gebruikt, hoewel ook 40 en 60% wel worden toegepast. Omdat een groot gezin meer inkomen nodig heeft om rond te komen dan een klein gezin, worden de inkomens eerst op gelijke voet gebracht door deze te delen door een equivalentiefactor. De equivalentiefactor wordt berekend door aan ieder gezinslid een gewicht toe te kennen, en deze gewichten op te tellen. De gewichten voor de EG-lijn zijn als volgt: 1 voor de eerste volwassene in een gezin, 0.7 voor idere volgende volwassende en 0.5 voor ieder kind. (In formule: Equivalent inkomen = (feitelijk inkomen) / [1 + 0.7 * (aantal volwassenen â€“ 1) + 0.5 * (aantal kinderen)].) Vervolgens wordt van deze gecorrigeerde inkomens het gemiddelde berekend; de armoedelijn is gelijk aan 50% van dit gemiddelde (Van Dam and Van den Bosch, 1997). 14. Dit model fit bovendien niet.

Mark Elchardus & Wendy Smits

In een tweede stap hebben we de variabelen ‘sociale isolatie’ en ‘maatschappelijke betrokkenheid’ ingevoerd, om te zien in welke mate zij het effect van participatie en scholing bemiddelen. De maatschappelijke betrokkenheid, zoals we die hier hebben gemeten, blijkt geen bijkomend effect te hebben. Waarschijnlijk meet het te zeer wat ook al via de participatievariabele wordt opgepikt. Sociale isolatie heeft wel een significant effect (-0.09). Eenzame mensen hebben minder vertrouwen in de instellingen. Laaggeschoolden en mensen die weinig participeren, lopen een groter risico op eenzaamheid. Sociale isolatie bemiddelt enkel het effect van het onderwijspeil. Het verhoogt de verklaarde variantie van het vertrouwen lichtjes, van 10 naar 11%. Van zodra we echter, in de derde stap van de modelontwikkeling, controleren voor het effect van de toekomstverwachting, het veiligheidsgevoel, de positie op de nieuwe breuklijn, het ontologisch collectivisme en de tevredenheid met het privé-leven, verdwijnt het effect van sociale isolatie volkomen. Net zoals voor de APS-gegevens van 1996 en 1997 stellen we vast dat variabelen die verwijzen naar de invloed van kennis of, voorzichtig geformuleerd, de kans kennis te verwerven (media, cultuurparticipatie, betrokkenheid bij sociale en politieke issues) relatief weinig invloed hebben op het vertrouwen. In de derde stap van de modelontwikkeling werden de vermelde variabelen (toekomstverwachting, veiligheidsgevoel, de positie op de nieuwe breuklijn, ontologisch collectivisme en tevredenheid met het privéleven) toegevoegd. Daarbij traden problemen van multicollineariteit op (te sterke relaties tussen verschillende verklarende variabelen). Zij waren het gevolg van de sterke samenhang tussen de nieuwe breuklijnvariabelen, de toekomstverwachtingen en het onveiligheidsgevoel. Wie met onbehagen naar de toekomst blikt en zich onveilig voelt, neemt doorgaans ook een rechtse positie in op de nieuwe breuklijn. Deze laatste dient immers te worden beschouwd als de ideologische of politieke vertaling van het onbehagen dat zich uit in een negatief toekomstbeeld en gevoelens van onveiligheid. Het lijkt daarom verantwoord te werken met een factor van hogere orde, die de positie op de nieuwe breuklijn en het onbehagen samen weergeeft (zie Figuur 3)15. Zo’n factor stelt geen inhoudelijke verrijking van het model voor. Hij wordt ingevoerd omdat de positie op de nieuwe breuklijn, het toekomstbeeld en de onveiligheidsgevoelens zozeer samenhangen, dat we hun effecten op het wantrouwen niet kunnen onderscheiden. Daarom schatten we een maat die de drie samen zo goed mogelijk samenvat.

15. Bij de confirmatorische factoranalyse (AMOS) werd duidelijk dat het vertrouwen een veel lagere correlatie of factorlading vertoonde met de latente variabele (nieuwe breuklijn 0.69; onveiligheidsgevoel 0.66; negatief toekomstbeeld 0.71 en vertrouwen –0.38). Het wantrouwen past dus niet bij die metafactor. Ook uit de hoofdcomponentenanalyse (SPSS) blijkt dat de factorlading van vertrouwen veel lager (-0.54) is dan de andere componenten (nieuwe breuklijn 0.80, negatief toekomstbeeld 0.82, onveiligheidsgevoel 0.79). Bovendien daalt de Cronbach’s α bij toevoeging van het wantrouwen tot 0.66 (cronbachs’ α zonder de component vertrouwen = 0.72).

Maatschappelijk vertrouwen

Figuur 3: Samenhang tussen de nieuwe breuklijn en het onbehagen

Als de combinatie van onbehagen en nieuwe breuklijnpositie, alsook het ontologisch collectivisme en de tevredenheid met het privéleven aan het model worden toegevoegd, stijgt het percentage verklaarde variantie tot 26 (zie Figuur 4). Het directe positieve effect van scholing op wantrouwen verandert in een direct negatief effect en een positief indirect effect via het onbehagen en de nieuwe breuklijn. De laaggeschoolden voelen zich duidelijk onbehaaglijk in onze samenleving. Zij blikken ongerust naar de toekomst en voelen zich onveilig. Dat onbehagen wordt politiek-ideologisch vertaald in een rechtse positie op de nieuwe breuklijn. Dat onbehagen en die positie hangen zeer sterk samen met wantrouwen ten opzichte van de maatschappelijke instellingen. In ons model meten we die samenhang als een sterk negatief effect van onbehagen en de rechtse positie op de nieuwe breuklijn op vertrouwen (ß=-0.51). De relatie tussen de positie op de nieuwe breuklijn en het onbehagen enerzijds en het vertrouwen in de instellingen anderzijds, zou wederkerig kunnen zijn. Verdeeldheid over geladen kwesties als migranten en de aanpak van criminaliteit, kan het vertrouwen schaden, maar wantrouwen kan ook aanleiding geven tot een rechtsere positie op de breuklijn (Vetter, 1997). Persell, Green, Gurevich & Seidel (Persell, Green, Gurevich e.a., 1998) veronderstellen bijvoorbeeld dat de relatie tussen maatschappelijk vertrouwen en etnocentrisme tot stand komt via een effect van het eerste op het laatste. Om te onderzoeken hoe de relatie tussen de positie op de nieuwe breuklijn en het onbehagen enerzijds en het vertrouwen anderzijds, verloopt, werd een niet-recursief model getoetst. Uit dit model blijkt dat het effect van het vertrouwen in de instellingen op de latente variabele ‘nieuwe breuklijn & onbehagen’ niet significant is16. Het blijkt dus wel degelijk de grote verdeeldheid te zijn die het vertrouwen schendt. Wie zich onbehaaglijk voelt en dat onbehagen vertaalt in een rechtse positie op de nieuwe breuklijn, heeft weinig vertrouwen in de instellingen.

16. Critical Ratio=0.615; Stability Index=0.08 (Arbuckle, J.L., Amos Users’ Guide Version 3.6, p394).

Mark Elchardus & Wendy Smits

Figuur 4: Effect van achtergrondvariabelen en houdingen en opvattingen op het vertrouwen in de instellingen17 (uitgebreid model)

Tabel 5: Totale effecten Effect Van

Scholing Participatie Levensbeschouwing Soc. Kath. vertoog Tevredenheid Nb & onbehagen

Op: Sociaalkatholiek vertoog18

Tevredenheid met privéleven19

Nb & onbehagen

Vertrouwen

0.00 0.15 0.16 0.00 0.00 0.00

0.00 0.03 0.16 0.17 0.00 0.00

-0.44 -0.11 0.01 0.08 0.00 0.00

0.17 0.09 0.26 0.10 0.07 -0.51

16. Daar het met het programma AMOS onmogelijk is een effect van een latente variabele op een manifeste variabele te toetsen, werd een latente variabele m.n. ‘trust’ ingevoerd die perfect correleert met de manifeste variabele ‘vertrouwen’. 17. Items 1 t.e.m. 7: λ=3.6; r2=51.8; α=0.83 (de operationalisering van de concepten is niet opgenomen in deze publicatie) 18. Items 1 t.e.m. 10: λ1=4.2; λ2=1.0; λ3=1.0; r21=42.4; r22=10.2; r23=10.2; α=0.84

Maatschappelijk vertrouwen

Veruit het belangrijkste effect gaat uit van de gecombineerde variabele onbehagen en nieuwe breuklijn, die op zijn beurt heel sterk door het onderwijspeil wordt beïnvloed. Een lage graad van scholing werkt onbehagen en een rechtse positie op de nieuwe breuklijn in de hand en deze vertalen zich in wantrouwen. Na de invloed van die variabelen, gaat het tweede meest belangrijke effect uit van de levensbeschouwing. Mensen die levensbeschouwelijk geëngageerd zijn (katholieken nog meer dan vrijzinnigen, maar vrijzinnigen meer dan onverschilligen en ongelovigen) hebben een grotere kans vertrouwen te stellen in de instellingen. Indien we bij het meten van dit effect ook rekening zouden houden met de intensiteit van de levensbeschouwelijke beleving, zou het nog sterker zijn. Het effect van de levensbeschouwing verloopt in grote mate rechtstreeks (ß=0.24), maar ten dele ook via het ontologisch collectivisme. Die laatste houding vertoont verwantschap met het christelijk personalisme. Zij heeft een niet onbelangrijk effect op het vertrouwen, wat aantoont dat maatschappelijke vertogen die opvattingen over de relatie tussen individu en gemeenschap weergeven, wel degelijk een invloed kunnen hebben op het vertrouwen in de instellingen. Het utilitair individualistische vertoog, dat de mens voorstelt als een berekend egoïst, en dat onderdeel is van de nieuwe breuklijn, draagt bij tot wantrouwen. Het vertoog van het ontologisch collectivisme, dat het persoonlijke geluk voorstelt als afhankelijk van het geluk van de anderen, draagt bij tot vertrouwen. Een deel van de invloed van de levensbeschouwing loopt verder ook via de tevredenheid met het privé-leven. Gelovigen zijn blijkbaar sneller tevreden “met wat het leven hun schenkt” en hebben dan ook minder aanleiding om hun ontevredenheid te vertalen in wantrouwen ten opzichte van de instellingen. De derde belangrijkste invloed gaat uit van het onderwijsniveau. Deze invloed voltrekt zich grotendeels onrechtstreeks: laaggeschoolden voelen zich onveilig in deze samenleving, hebben een bleke kijk op de toekomst, vertalen dat onbehagen in een rechtse positie op de nieuwe breuklijn, en dat gaat gepaard met maatschappelijk wantrouwen. Daarnaast blijkt uit het model ook een rechtstreeks effect van het onderwijsniveau. Hogere scholing op zich werkt wantrouwen in de hand. Blijkbaar leidt hogere scholing tot een meer kritische houding. Dit bevestigt de conclusie die we al trokken uit het geringe belang van variabelen die de kans op kennis meten: een grotere kans kennis over instellingen te verwerven, draagt niet noodzakelijk bij tot vertrouwen, integendeel zelfs. Het vertrouwend maken en het beantwoorden aan verwachtingen, blijken veel belangrijker basisprocessen te zijn. Het onderwijspeil beïnvloedt het vertrouwen dus op twee verschillende manieren20. Een hogere opleiding zet aan tot wantrouwen, omdat ze mensen kritischer en veeleisender maakt, maar een lage opleiding leidt tot onbehagen en daarom eveneens tot wantrouwen. De kennismaatschappij lijkt onvermijdelijk een wantrouwige samenleving. Men kan in haar schoot twee heel verschillende wantrouwige groepen onderscheiden: hooggeschoolden die een anti-institutionele reflex ontwikkelen en laaggeschoolden die de instellingen van een samenleving verwerpen waarvan ze de waarden niet delen, die hen onveilig en onbehaaglijk doet voelen.

20. Precies de complexe aard van het effect van het onderwijspeil maakt dat als men eenvoudigweg kijkt naar de relatie tussen onderwijs en wantrouwen, men geen sterk verband ziet.

Mark Elchardus & Wendy Smits

Een andere invloed gaat uit van het ontologisch collectivisme. Dit vertoog laat zijn invloed op twee manieren gelden. Het doet dat enerzijds rechtstreeks: het geloof dat het individuele geluk het geluk van anderen veronderstelt, zet mensen blijkbaar aan tot een vertrouwende houding. Het beïnvloedt het vertrouwen echter ook onrechtstreeks, via de tevredenheid met het privé-leven. Wie gelooft dat het persoonlijke geluk het geluk van anderen veronderstelt, is ook gelukkiger, meer tevreden met het dagelijkse leven, wat bijdraagt tot vertrouwen in de instellingen. Het gaat blijkbaar om een opvatting over de relatie tussen individu en gemeenschap die bijdraagt tot geluk en vertrouwen. De volgende te bestuderen invloed is die van de mate waarin aan het middenveld wordt geparticipeerd. Het is nu duidelijk dat de afwezigheid van zo’n effect in de gegevens van 1996 en 1997, alsook in het Nederlandse onderzoek van Dekker en de Hart (1999) aan een gebrekkige meting van de participatie moet worden toegeschreven. Om de effecten van participatie op te pikken volstaat het niet het onderscheid te maken tussen leden en niet leden, maar dient een maat te worden gebruikt die voldoende gevoelig is om rekening te houden met de intensiteit van de participatie. Het totale effect van sociale participatie is niet onbelangrijk. Het voltrekt zich op twee verschillende manieren. Ten eerste drukt participatie het onbehagen en werkt het een linkse positie op de nieuwe breuklijn in de hand21. Ten tweede draagt het bij tot het verspreiden van het ontologisch collectivisme waarschijnlijk omdat een groot deel van het verenigingsleven van christelijke inspiratie is (Elchardus, Hooghe en Smits, 2000). We hebben de analyse in de eerste plaats uitgevoerd op de gegevens van de TOR-peiling van 1998 omdat die databank de variabelen bevat die het best geschikt zijn om onze theorie over het vertrouwen te toetsen. Om de resultaten van die analyse verder te verifiëren, herhalen we de analyse nu op de vier APS-surveys. We doen dat door de variabelen die in het model zijn opgenomen, zo goed mogelijk te benaderen met maten die voorhanden zijn in die peilingen. Af en toe laten deze ook een andere interessante toets toe, die de analyse vervolledigt en de interpretatie verfijnt. Over het algemeen zal echter blijken dat we, omdat niet alle relevante variabelen op elk meetpunt voorhanden zijn, de 26% verklaarde variantie die bereikt wordt in de analyse van de TOR-survey, niet meer halen. We voeren de analyse van de APS-surveys niet per meetjaar uit, maar telkens over twee gepoolde meetjaren, zodat we ook kunnen nagaan of na controle voor andere invloeden er een statistisch significant verschil is tussen de jaren. Dat maakt het mogelijk enig zicht te krijgen op de invloed van de evenementen, affaires en crisissen die het land zo intens hebben bezig gehouden tijdens de laatste jaren van deze eeuw. Tabel 6: MCA op de gegevens van de APS-surveys van 1996, 1997, 1998 en 1999 (Gemiddelde scores op vertrouwen (factorscores)): gecontroleerde effecten22 zie volgende bladzijden

21. Voor een gelijkaardige, meer in detail uitgewerkte bevinding, zie (Elchardus, Hooghe et al., 2000.)

Maatschappelijk vertrouwen

Meting Aps96 Aps97 Aps98 Aps99 Scholing Geen en lager onderwijs Lager TSO & BSO Lager ASO Hoger TSO & BSO Hoger ASO Hogescholen & univ Levensbeschouwing Ongelovig Vrijzinnig Kristelijk Katholiek Geen enkele Algemeen toekomstbeeld Positief Midden Negatief Toekomst sociale zekerheid Positief Midden Negatief Tevredenheid privéleven Laag Midden Hoog Cultuurparticipatie Laag Midden Hoog Etnocentrisme Laag Midden Hoog Sociaal katholiek vertoog Laag Midden Hoog R2

1996-199723

1997-199824

1998-199925

ß=0.05* 0.05 -0.05

ß=0.04

ß=0.02

ß=0.07 0.12 0.06 -0.02 -0.05 -0.07 -0.05 ß=0.17*** -0.35 -0.27 -0.01 0.12 -0.28 ß=0.16***26 0.16 0.07 -0.21 ß=0.13***29 0.18 -0.03 -0.13 ß=0.14***32 -0.21 0.02 0.15 ß=0.11***35 -0.13 -0.02 0.14 --

-0.03 0.05 ß=0.03 0.01 -0.04 0.04 0.04 0.05 0.00 ß=0.16*** -0.30 -0.14 -0.08 0.15 -0.22 ß=0.11***27 0.16 0.01 -0.12 ß=0.08**30 0.12 0.00 -0.07 ß=0.12***33 -0.12 0.08 0.14 --

ß=0.17***36 0.23 0.03 -0.20 --

13.3%

12.1%

-0.01 0.03 ß=0.06 -0.01 -0.09 0.01 0.00 0.02 0.09 ß=0.16*** -0.22 -0.11 -0.08 0.15 -0.23 ß=0.14***28 0.15 0.04 -0.18 ß=0.13***31 0.18 -0.02 -0.14 ß=0.10***34 -0.08 -0.03 0.14 --

ß=0.10***37 -0.13 0.08 0.08 11.6%

Mark Elchardus & Wendy Smits

22. Voor de niet-gecontroleerde effecten: de tabel is niet opgenomen in deze publicatie. 23. Vertrouwen in onderwijs, gerecht, vakbonden, politie & rijkswacht, kerk, vlaamse pers, patroons, vlaamse administratie, vlaamse politieke partijen, vlaamse regering, vlaams parlement; λ1=4.2, λ2=1.2; r21=38.5; cronbachs’ α=0.83. De toekomstverwachtingen t.o.v. de economische situatie (items 1, 2, 3 en 5; λ=3.0; r2=73.8; cronbachs’ a=0.88) en het al dan niet hebben van een partner zijn niet significant. 24. Vertrouwen in onderwijs, gerecht, vakbonden, politie & rijkswacht, kerk, vlaamse pers, patroons, vlaamse administratie, vlaamse politieke partijen, vlaamse regering, vlaams parlement; λ1=4.2, λ2=1.2; r21=37.7; cronbachs’ α=0.82. De toekomstverwachtingen t.o.v. de economische situatie (items 1, 2, 3 en 5; λ=3.0; r2=73.9; α=0.88), cultuurparticipatie (items 2, 4, 5, 6, 8 en 9; λ1=2.8; l2=1.0; r21=46.3; α=0.74) en het al dan niet hebben van een partner zijn niet significant. 25. Vertrouwen in onderwijs, gerecht, vakbonden, politie & rijkswacht, kerk, vlaamse pers, patroons, vlaamse administratie, vlaamse politieke partijen, vlaamse regering, vlaams parlement; λ1=4.0, λ2=1.1; r21=36.3; cronbachs’ α=0.81. Individualisme (items 1, 3, 4 en 5; λ=2.4; r2=60.3; α=0.78), al dan niet hebben van een partner, de toekomstverwachtingen t.o.v. de economische situatie (items 1, 2, 3 en 5; λ=2.9; r2=73.0; α=0.88) en cultuurparticipatie (items 2, 4, 5 en 6; λ=2.4; r2=60.0; α=0.78) en de verzorgingsstaat (items 1, 2, 3, 4 en 5: λ=2.6; r2=51.1; α=0.76) zijn niet significant. 26. items 1, 2, 4 en 5: λ=2.2; r2=55.1; cronbachs’ α=0.72 27. items 1, 2, 4 en 5: λ=2.2; r2=54.4; α=0.71 28. items 1, 2, 4 en 5: λ=2.0; r2=49.6; α=0.67 29. items 1, 2, 3, 4, 5 en 6: λ=2.7; r2=44.5; cronbachs’ α=0.75 30. items 1, 2, 3, 4 en 5: λ=2.4; r2=47.7; α=0.72 31. items 1, 2, 3, 4 en 5: λ=2.4; r2=48.0; α=0.72 32. items 1 t.e.m. 10: (3 factoren) λ1=4.1; λ2=1.2; λ3=1.1; r21=41.2; cronbachs’ α=0.84 33. items 1, 2, 5, 6, 7, 9 en 10: λ1=3.1; λ2=1.0; r21=44.6; α=0.79 34. items 1, 2, 5, 6, 7, 9 en 10: λ1=3.1; λ2=1.0; r21=44.5; α=0.79 35. items 2, 4, 5 en 6: λ=2.4; r2=59.9; cronbachs’ α=0.78 36. items 1, 2, 3, 4, 5, 7, 8, 9, 10, 11 en 12; λ=5.8; r2=52.7; α=0.91 37. items 1, 2 en 8: λ=1.9; r2=63.9; α=0.72

Maatschappelijk vertrouwen

De eerste kolom van Tabel 6 rapporteert de analyse voor de gepoolde waarnemingen van 1996 en 1997. Het sterkste effect gaat hier uit van de toekomstverwachting. Na controle voor dat effect is er geen rechtstreeks effect meer van het onderwijsniveau. De metingen van 1996 en 1997 bevatten ook een vraag over de toekomst van de sociale zekerheid, die vooral peilt naar de mate waarin men gelooft dat Vlaanderen ook in de toekomst de grote sociale uitdagingen zal aankunnen. Zelfs na controle voor de algemene toekomstverwachting heeft dit nog een vrij sterk effect. Dit bevestigt dat de toekomstverwachtingen een zeer belangrijke rol spelen in het vertrouwen in de instellingen. In de APS-peilingen van 1996 en 1997 is er ook een vraag naar specifiek economische toekomstverwachtingen, die peilt naar de mate waarin men meent dat men persoonlijk inkomen en welvaart zal moeten inleveren. Deze heeft geen effect op het wantrouwen, wat eens te meer bevestigt dat sociaal-culturele factoren een veel belangrijker rol spelen dan sociaal-economische. Verder zijn er de inmiddels vertrouwde effecten van de levensbeschouwing en de tevredenheid met het privéleven. In dit model, in tegenstelling tot de analyse op de gegevens van de TOR-survey van 1998, is er nog een significant effect van cultuurparticipatie, waarschijnlijk omdat in dit model geen goede indicator zit van participatie in het algemeen. Het model verklaart 13.3% van de variatie van het vertrouwen38. Tussen ‘96 en ‘97 wordt, ook na controle voor alle vermelde invloeden, een nipt significante daling van het vertrouwen opgetekend. Deze bedraagt 0.10 standaardafwijking. Dat is minder dan één vijfde van het effect van het verschil tussen katholiek en ongelovig zijn. Dit relativeert het belang van uitermate spectaculaire affaires als “Dutroux” op het vertrouwen. Algemene, structurele verklaringen van het vertrouwen, lijken belangrijker dan de evenementen. Het is natuurlijk wel mogelijk dat een zaak als “Dutroux” het gevoel van onveiligheid en onbehagen aanzwengelt, een domper plaats op de toekomstverwachtingen en ook op die manier het wantrouwen op een betekenisvolle wijze voedt. De tweede kolom van Tabel 6 bevat grotendeels dezelfde variabelen als de eerste kolom, maar laat toe een controle uit te voeren op het effect van etnocentrisme dat kan worden beschouwd als een onderdeel en in dit geval ook als een indicator van de positie op de nieuwe breuklijn. Het effect van het etnocentrisme is sterk significant. Wie het moeilijk heeft met migranten staat ook wantrouwend ten opzichte van de instellingen, waarschijnlijk omdat deze geïdentificeerd worden met een orde en een elite die de eigen gevoelens over migranten verwerpt en veroordeelt. Als rekening wordt gehouden met de effecten van etnocentrisme worden de effecten van de toekomstverwachtingen merkelijk minder belangrijk. Dat is het gevolg van de eerder vastgestelde samenhang tussen onbehagen en de nieuwe breuklijn. Dit model verklaart 12% van de variatie in vertrouwen. Na controle voor de effecten van de besproken variabelen, is er geen significant verschil tussen 1997 en 1998. Het vertrouwen neemt dan lichtjes toe (0.08 standaardafwijkingen) maar die verschuiving is niet statistisch significant, na rekening te hebben gehouden met de effecten van de andere variabelen in het model. Naast verschuivingen in de structurele oorzaken gebeurt er hier dus eigenlijk niets.

38. Door het betrekken van verschillende jaren verhoogt men enigszins de verklaringskracht vergeleken met een analyse die op enkel één jaar wordt uitgevoerd.

Mark Elchardus & Wendy Smits

De laatste kolom van Tabel 6 bevat naast variabelen die ook al in de vorige modellen zitten, een maat voor ontologisch collectivisme. Dit heeft ook hier een significant effect. Na controle voor de verschillende gemeten invloeden, is er een heel kleine toename van het vertrouwen tussen ‘98 en ‘99 (0.04 standaardafwijking) die niet significant is. Van de drie beschouwde periodes is er slechts één waarin de vastgestelde verschuiving in het vertrouwen niet volkomen kan worden toegeschreven aan de voorgestelde verklaringen. Dit bevestigt dat deze laatste belangrijk zijn en een verklaring voor de veranderingen van het vertrouwen inhouden. De uitzondering is de wel bijzondere periode 1996-1997 toen de meest dramatische momenten uit de Dutroux-affaire blijkbaar een verschuiving hebben teweeggebracht die niet volkomen via de hier voorgestelde verklaringen kan worden begrepen.

5. Samenvatting en besluit Het heeft niet veel zin een onderscheid te maken tussen vertrouwen in politieke instellingen, traditionele gezagsinstellingen en dergelijke. Er bestaat een sterke samenhang tussen het vertrouwen in haast alle maatschappelijke instellingen zodat best wordt gesproken van het algemene vertrouwen in de instellingen of het maatschappelijke vertrouwen. Als we de aandacht toespitsen op de tweede helft van de jaren negentig en op Vlaanderen, zien we dat het maatschappelijk vertrouwen rond het midden van het decennium waarschijnlijk wel aan beter hand was, maar dan een deuk kreeg tussen ‘96 en ‘97 met de zaak Dutroux, de scandalitis, het gemediatiseerde wantrouwen en de samenzweringstheorieën. Afhankelijk van de databank die men bekijkt, herstelt het vertrouwen zich dan weer vanaf ‘97-’98 of ‘98-’99. Het nog schuchtere keerpunt situeert zich waarschijnlijk rond het midden van 1998. Herstel wil natuurlijk niet zeggen dat de instellingen in Vlaanderen nu veel vertrouwen genieten. Vooral politieke instellingen komen er zwak uit. Over de 6 meetpunten uit de tweede helft van de jaren negentig samen, heeft 56% van de Vlamingen weinig of heel weinig vertrouwen in de politieke partijen. Justitie wordt op die manier gewantrouwd door 52%, de kerk door 47%, de regering door 45% en het parlement door 41%. Het speuren naar de oorzaken van dat wantrouwen en naar mogelijk remedies is dus geen overbodige luxe. Het maatschappelijke wantrouwen wordt vooral in de hand gewerkt door onbehagen. Dat onbehagen uit zich in een negatief toekomstbeeld en in gevoelens van onveiligheid, die onderling trouwens heel sterk samenhangen. Dat onbehagen vertaalt zich politiek-ideologisch in een rechtse positie op de nieuwe breuklijn, gekenmerkt door etnocentrisme, autoritarisme, utilitair individualisme, anti-politieke en antidemocratische gevoelens. Dat onbehagen en die politiek-ideologische opstelling zijn heel tekenend voor de laaggeschoolden. Het is niet overdreven te stellen dat de hedendaagse maatschappelijke positie van de laaggeschoolden zich vertaalt in dat ongenoegen en in die positie, en op die manier ook tot wantrouwen in de instellingen leidt. Die relatie tussen het onderwijsniveau enerzijds, het onbehagen, de positie op de nieuwe breuklijn en het wantrouwen anderzijds, kan niet via individuele sociaal-economische achterstelling worden begrepen. De toekomstverwachtingen die bijdragen tot onbehagen hebben betrekking op algemene toekomstverwachtingen (bv. “het

Maatschappelijk vertrouwen

beste hebben we reeds gehad”) en op een pessimistische kijk op de toekomst van de sociale zekerheid (bv. “over 10 jaar zullen er in Vlaanderen meer werklozen zijn dan nu”) maar niet op de persoonlijke economische situatie (bv. de verwachting persoonlijk inkomen of welvaart te moeten inleveren). Een andere belangrijke oorzaak van het wantrouwen is de verschraling van de levensbeschouwing en de toename van de levensbeschouwelijke onverschilligheid. In een land met een sterke katholieke traditie zijn de ontkerkelijking en de geloofsafval uiteraard zeer belangrijke elementen van dat proces, maar alles wijst erop dat het niet alleen gaat om de gevolgen van het verlaten van de katholieke kerken en het christelijke geloof, maar om de effecten van het “einde van de grote verhalen” en het verlaten van levensbeschouwing, geloofsovertuiging en sterke overtuigingen in het algemeen. De prijs voor levensbeschouwelijke onverschilligheid is een groot wantrouwen ten opzichte van de maatschappelijke instellingen. Wie geen vertrouwen kan stellen in gedeelde overtuigingen, kan dat blijkbaar ook niet meer in de instellingen die het maatschappelijke leven schragen. De invloed van de levensbeschouwing loopt ten dele via de houding die we hebben omschreven als ontologisch collectivisme. Het gaat om de overtuiging dat het eigen geluk afhankelijk is van anderen en dat men pas echt gelukkig kan zijn als men ook belangeloos iets voor een ander kan doen. Deze overtuiging draagt bij tot vertrouwen. Wie ervan overtuigd is dat mensen mekaars geluk nodig hebben in de zoektocht naar persoonlijk welzijn en geluk, is bereid meer vertrouwen te stellen in de instellingen via dewelke mensen samen kunnen handelen. Als een deel van het effect van de levensbeschouwing via deze overtuiging loopt, gaat het waarschijnlijk om de specifieke invloed van het christelijk personalisme. Mensen die actief participeren aan het verenigingsleven hebben meer vertrouwen in de instellingen. Dat effect loopt in grote mate via het ontologisch collectivisme, wat waarschijnlijk wijst op de invloed van het goed uitgebouwde middenveld van christelijke inspiratie. Het effect is ten dele ook rechtstreeks. Blijkbaar draagt de praktijk van de participatie – de praktische democratische leerschool van de civil society – bij tot maatschappelijk vertrouwen. Verder loopt dit effect ook via het onbehagen en de positie op de nieuwe breuklijn. Ter wille van hun sterke onderlinge samenhang onderscheiden we deze twee hier niet, maar de analyse van de effecten van het middenveld laat vermoeden dat de participatie zijn invloed vooral uitoefent via de houdingen die deel uitmaken van de nieuwe breuklijn (Elchardus, Hooghe et al., 2000)39. 39. Deze bevindingen zijn een beetje afwijkend van deze die gerapporteerd worden in het middenveldonderzoek (Elchardus, Hooghe et al., 2000). Daar stelden we vast dat de effecten van de participatie op het vertrouwen kleiner zijn dan die op houdingen die wijzen op inburgering en betrokkenheid, wat ook in het hier gerapporteerde model het geval is. In het middenveldonderzoek besloten we dat het geheel van de effecten van het middenveld vooral zijn toe te schrijven aan de participatie als dusdanig, niet aan de ideologie die door de betrokken vereniging wordt gehuldigd. Op basis van de bevindingen hier dient dat besluit, althans wat het maatschappelijke vertrouwen betreft te worden bijgesteld. De waarden die de vereniging huldigt, in dit geval het ontologisch collectivisme, blijken wel een grote rol te spelen in de manier waarop participatie aan het middenveld bijdraagt tot maatschappelijk vertrouwen.

Mark Elchardus & Wendy Smits

Tenslotte is er nog een invloed van de tevredenheid met het privéleven, met de woning, de buurt, het werk, het inkomen, de gezondheid, de partner, de buren, de kinderen… Uit ander onderzoek weten we dat vooral problemen met de partner afbreuk doen aan het gevoel van welbehagen en de tevredenheid met het privéleven drukken (Elchardus en Huysseune, 2000). Ook voor dit soort ontevredenheid worden de maatschappelijke instellingen blijkbaar verantwoordelijk gesteld. We kunnen deze diagnose over de oorzaken van het wantrouwen vertalen in een interpretatie van de vertrouwenscrisis. Op basis van de analyse van de APS-surveys van 1996 en 1997 kwamen we reeds tot een interpretatie (Elchardus and Smits, 1998). We herhalen deze hier om dan na te gaan waar we bijsturen naar aanleiding van de hier gerapporteerde analyse. 1. “Een eerste oorzaak van de vertrouwenscrisis is de afname van betrokkenheid, zoals die blijkt uit ontkerkelijking, het tanen van ideologisch engagement, verzakelijking en het zogeheten ‘einde van de grote verhalen’. Samen met onverschilligheid en ongeloof groeit het maatschappelijke wantrouwen”. 2. “De tweede ontwikkeling is de opkomst en de crisis van de verzorgingstaat. De verzorgingsstaat is niet alleen een geheel van voorzieningen. Het is ook, en in de eerste plaats, een geheel van verwachtingen. Een verzorgingsstaat neemt in zekere zin politieke verantwoordelijkheid op voor alle zorgen van zijn burgers. Daarom vertalen privé-problemen zich snel in wantrouwen tegenover politiek, overheid en andere instellingen”. 3. “Ten derde is er ook de komst van nieuwe sociaal-culturele conflictstof zoals die tot uiting komt in de nieuwe breuklijn. Die verdeelt de samenleving met betrekking tot fundamentele vragen over het goede leven en het goede samenleven. Het gaat hier om conflicten waarvoor (nog) geen degelijke pacificatiemechanismen werden ontwikkeld en die daarom verscheurend kunnen zijn”. Aan die interpretatie kunnen we op basis van de nieuwe analyse een aantal verfijningen aanbrengen, die vooral het gevolg zijn van een betere meting van cruciale variabelen. Het effect van de tevredenheid met het privé-leven op het maatschappelijk vertrouwen, weerspiegelt ongetwijfeld de zeer hoge verwachtingen waarmee de mensen vandaag de maatschappelijke instellingen en, zo blijkt, de politiek en de overheid confronteren. Het is ook zeer waarschijnlijk dat de verzorgingsstaat de burger in dergelijke torenhoge verwachtingen heeft opgeleid. Toch lijkt de rol van de verzorgingsstaat ons na deze analyse bescheidener dan we in 1998 vermoedden. Opvallend in Figuur 4 is de grote invloed van de levensbeschouwing en het ontologische collectivisme op de tevredenheid. Het is nu duidelijk dat de secularisering heel veel heeft bijgedragen tot het “bevrijden” van de verwachtingen die nu tot ontevredenheid leiden. Waarschijnlijk vloeien hier twee ontwikkelingen samen. De secularisering heeft de verwachtingen vrij gezet, de hoogte ingestuurd, maar heeft daardoor ook de ontevredenheid doen toenemen. De verzorgingsstaat heeft zijn burgers geleerd zich op te stellen als vragende en indien nodig als klagende partij, en heeft hen daarmee ook geleerd de instellingen en bovenal de politiek verantwoordelijk te stellen als de hoge verwachtingen, van welke aard ook, niet worden ingelost.

Maatschappelijk vertrouwen

De rol van de participatie die bij gebrek aan goede meetinstrumenten, bij de vorige analyse niet duidelijk werd, blijkt nu belangrijk te zijn. Participatie speelt een belangrijke rol in de aanmaak van maatschappelijk vertrouwen, maar dit kan waarschijnlijk niet de vertrouwenscrisis over de tijd verklaren. In tegenstelling tot de diagnose die in de Verenigde Staten wordt gesteld (Putnam, 1997), zien we in Vlaanderen, althans tussen het begin van de jaren tachtig en nu, geen tekenen van een achteruitgang van het verenigingsleven (Elchardus, Hooghe et al., 2000). Het is natuurlijk mogelijk dat zoâ€™n achteruitgang zich heeft voorgedaan in de jaren zestig en zeventig en toen al heeft geleid tot de afbraak van maatschappelijk vertrouwen. De meest belangrijke verschuiving in onze interpretatie heeft betrekking op de rol van het onbehagen en de nieuwe breuklijn. Ook deze verschuiving is voornamelijk het gevolg van andere en betere meetinstrumenten. We waren ons voorheen wel bewust van de rol van de negatieve toekomstverwachtingen en van het onveiligheidsgevoel. Deze bekleedden zelfs een belangrijke plaats in de beleidsaanbevelingen waarmee we de analyse toen besloten. We beschouwden ze toen echter niet als structurele oorzaken van een vertrouwenscrisis. De huidige bevindingen bevestigen het zeer grote belang van het maatschappelijke onbehagen (negatief toekomstbeeld, onzekerheid over de sociale zekerheid en gevoelens van onveiligheid), maar suggereren tevens een andere interpretatie van hun rol. Het onbehagen vertaalt zich in een rechtse positie op de nieuwe breuklijn. Die laatste verschijnt als de politiek-ideologische vertaling van het sociale verschil tussen degenen die zich veilig voelen en met vertrouwen naar de toekomst kijken en degenen die zich onveilig voelen en met onbehagen naar de toekomst blikken. Die sociale positie wordt in onze samenleving heel sterk bepaald door de genoten opleiding. Het onbehagen en de onveiligheid worden vooral ervaren door laaggeschoolden en weerspiegelen de sociale, culturele en economische kwetsbaarheid van die groep in de kennismaatschappij. Op die manier draagt de kennismaatschappij bij tot een afname van het maatschappelijk vertrouwen. We kunnen dat alles ook kort samenvatten door te stellen dat secularisering, de opkomst en crisis van de verzorgingsstaat, de opkomst van de kennismaatschappij en, althans in sommige landen, de verschraling van de civil society, een wantrouwige samenleving hebben geschapen. Het is best mogelijk dat deze verschillende ontwikkelingen nu voldoende gevorderd zijn opdat de vertrouwenscrisis â€“ de gestage afname van het maatschappelijke vertrouwen â€“ achter de rug zou zijn. Ten gevolge van die ontwikkelingen is Vlaanderen inmiddels wel een heel wantrouwig landje geworden. De aard van de oorzaken van het wantrouwen, laat overigens vermoeden dat een relatief laag niveau van maatschappelijk vertrouwen geen voorbijgaand, conjunctureel verschijnsel is, maar waarschijnlijk een kenmerk wordt van de geseculariseerde kennismaatschappij die zich aandient.

Mark Elchardus & Wendy Smits

Bibliografie Adams, M. en M. J. Lennon (1992), “Canadians, Too, Fault their political Institutions and Leaders.” The Public Perspective: 3-19. Arbuckle, J.L., Amos Users’ Guide Version 3.6, Smallwaters Corporatio, Chicago, 600p. Bachman, J.-G. en M. K. Jennings (1975), “The Impact Of Vietnam On Trust In Government.” Journal-of-Social-Issues 31(4): 141-155. Barret, C. B. (1997), “Idea Gaps, Object gaps, and trust gaps in economic development.” journal of developing areas 31(4). Beerten, R., J. Billiet, A. Carton en M. Swyngedouw (1997), General Election study: Flanders-Belgium, codebook and questionnaire. Leuven, ISPO, Interuniversitair Steunpunt Politieke-Opinieonderzoek K.U.Leuven. Blendon, R. J. en e. al. (1997), Changing Attitudes in America. Why People Don’t Trust Government. J. S. Ney, P. D. Zelikow and D. C. King. Cambridge, Mass., Harvard University Press: 205-216. Borgos, S. en S. Douglas (1997), “Community Organizing and Civic Renewal: A View from the South.” Social Policy 27(2). Chan, S. (1997), “Effects of Attention to Campaign Coverage on Political Trust.” International Journal of Public Opinion Research 9(3). Colverson, K. E. (1995), “What Do Women Want? Case Studies of Women’s Needs for Agricultural Programming.” Covergence 28(3). Comley, M. (1998), “Counseling and Therapy with Older Refugees.” Journal of Social Work Practice 12(2). Dekker, P. en J. de Hart (1999), “Het sociaal kapitaal van de Nederlandse kiezer.” Tijdschrift voor Sociologie 20(3-4): 304-331. Diez-Nicolas, J. en J. R. Torregrosa-Peris (1998), Cultural Differences in National Identity and Institutional Trust. Elchardus, M. (1994c), “Gekaapte deugden. Over de nieuwe politieke breuklijn en de zin van limieten.” Samenleving en Politiek 1(1): 20-27. Elchardus, M. (1998), Was u vandaag al slachtoffer of werd u al beschuldigd? Gebruiksaanwijzing voor een wantrouwige samenleving. Wantrouwen en onbehagen. Over de vertrouwens- en legitimiteitscrisis. M. Elchardus. Brussel, VUBPress: 37-76.

Maatschappelijk vertrouwen

Elchardus, M. en A. Derks (1996), “Culture conflict and its consequences for the legitimation crisis.” Res Publica 38(2): 237-253. Elchardus, M., M. Hooghe en W. Smits (1998), Technisch verslag bij de survey TOR98. II. Algemene beschrijving, frequenties, codeboek en vragenlijst. Brussel, Vakgroep Sociologie, Onderzoeksgroep TOR, Vrije Universiteit Brussel. Elchardus, M., M. Hooghe en W. Smits (2000), Tussen burger en overheid. Een onderzoeksproject naar het functioneren van het maatschappelijk middenveld in Vlaanderen. Deel 1: Oorzaken en gevolgen van middenveldparticipatie. Tussen burger en overheid. Een sociologische, politiek-wetenschappelijke en juridisch-wetenschappelijke studie van het middenveld en de democratische politieke structuur. M. Elchardus, L. Huyse and M. Hooghe. Brussel, Vakgroep Sociologie, Onderzoeksgroep TOR, Vrije Universiteit Brussel. Elchardus, M., M. Hooghe en W. Smits (2000), Tussen burger en overheid. Een onderzoeksproject naar het functioneren van het maatschappelijk middenveld in Vlaanderen. Samenvatting van de onderzoeksresultaten: oorzaken en gevolgen van middenveldparticipatie. Brussel, Vakgroep Sociologie, Onderzoeksgroep TOR, VUB. Elchardus, M. en K. Pelleriaux (1998), De polis verdeeld. Hoe de kiezers links en rechts herdefiniëren. De (on)redelijke kiezer. Onderzoek naar de politieke opvattingen van Vlamingen. Verkiezingen van 21 mei 1995. M. Swyngedouw, J. Billiet, A. Carton and R. Beerten. Leuven/Amersfoort, Acco: 183-210. Elchardus, M. en W. Smits (1998), Vertrouwen. Het vertrouwen van de Vlamingen in politiek, overheid en instellingen in tijden van affaires. Vlaanderen Gepeild! De Vlaamse overheid en waardeonderzoek. M. v. d. V. Gemeenschap, administratie Planning en Statistiek, departement Algemene Zaken en Financiën, ministerie van de Vlaamse Gemeenschap: 4591. Evans, P. (1996), “Introduction: Development Strategies across the Public-Private Divide.” World-Development 24(6): 1033-1037. Fedderke, J., R. De Kadt en J. Luiz (1999), “Economic Growth and social Capital: A Critical Reflection.” Theory and Society 28(5). Fukuyama, F. (1995), Trust. The Social Virtues and the Creation of Prosperity. New York, The Free Press Galland, O. (1999), “Les Relations de Confiance.” La Revue Tocqueville 20(1). Hill, M. (1999), “What’s the Problem? Who Can Help? The Perspectives of Children and Young People on Their Well-Being and on Helping Professionals.” Journal of Social Work Practice 13(2).

Mark Elchardus & Wendy Smits

Kalofonos, I. en L. A. Palinkas (1999), “Barriers to Prenatal Care for Mexican American Women.” Journal of Gender, Culture and Health 4(2). Kawachi, I., B. P. Kennedy en K. Lochner (1997), “Long live Community: Social Capital as Public Health.” The American Prospect 35(nov/dec). Kennedy, B. P., I. Kawachi, D. Prothrow-Stith, K. Lochner, e.a. (1998), “Social Capital, Income Inequality, and Firearm Violent Crime.” Social Science and Medicine 47(1). Klingemann, H.-D. en D. Fuchs (1995), Citizens and the state. Beliefs in government. Oxford, Oxford University Press. volume one: 474. Kohl, R. (1995), “Sustaining the Transition: Are Social Contracts the Answer?” World Policy Journal 12(3). Kruger, W. (1993), “Youth Confidence in Institutions.” Diskurs 2: 69-78. Lane, L. M. (1988), “Individualism, Civic Virtue and Public Administration.” Administration and Society 10: 30-45. Mansbridge, J. (1997), Social and Cultural Causes of Dissatisfaction with U.S. Government. Why People Don’t Trust Government. J. S. Ney, P. D. Zelikow and D. C. King. Cambridge, Mass., Harvard University Press: 133-155. May, E. R. (1997), The Evolving Scope of Government. Why People Don’t Trust Government. J. S. Ney, P. D. Zelikow and D. C. King. Cambridge, Mass., Harvard University Press: 21-54. Moore, M. (1996), “Miller’s Ode to National Homogeneity.” Nations and Nationalism 2(3). Neustadt, R. E. (1997), The Politics of Mistrust. Why People Don’t Trust Govenment. J. S. Ney, P. D. Zelikow and D. C. King. Cambridge, Mass., Harvard University Press: 179-201. Ney, J. S. (1997), Introduction: The Decline of Confidence in Government. Why People Don’t Trust Government. J. S. Ney, P. D. Zelikow and D. C. King. Cambridge, Mass., Cambridge University Press: 1-18. Ney, J. S., P. D. Zelikow en D. C. King (1997), Why People Don’t Trust Govenment. Cambridge, Mass., Harvard University Press: 339. Orren, G. (1997), Fall from Grace: The Public’s Loss of Faith in Government. Why People Don’t Trust Government. J. S. Ney, P. D. Zelikow and D. C. King. Cambridge, Mass., Cambridge University Press: 77-107. Patterson, T. (1993), Out of Order. New York, Vintage Books.

Maatschappelijk vertrouwen

Persell, C. H., A. Green, L. Gurevich en K. Seidel (1998), “Economic Distress, Civil Society, and Racial Tolerance among Whites.” American sociological Association (ASA 1998). Peyrefit, A. (1995), La société de confiance: essai sur les origines et la nature du développement. Paris, Jacob556. Putnam, R. (1993), Making democracy work. Civic traditions in modern Italy. Princeton, Princeton University Press. Reese, D. J., R. E. Robin, S. Nair, J. O’Faire, e.a. (1999), “Hospice Access and Use by African Americans: Addressing Cultural and institutional Barriers through Participatory Action Research.” Social Work 44(6). Rosenberg, N. en L. E. Birdzell (1986), How the West grew rich: the economic transformation of the industrial world. New York, Basic Books353. Smits, W., M. Elchardus en M. Hooghe (2000), Technisch verslag bij de survey TOR98 - III. Schaalconstructies. Brussel, VUB - Vakgroep Sociologie - Onderzoeksgroep TOR. Sztompka, P. (1998), Mistrusting Civility: Predicament of a Post-Communist Society. Taylor-Gooby, P. (1999), “Markets and Motives: Trust and Egoism in Welfare Markets.” Journal of Social Policy 28(1). Tiryakian, E. A. (1997), “The Wild Cards of Modernity.” Daedalus 126(2): 147-181. Useem, B. en M. Useem (1979), “Government Legitimacy and Political Stability.” SocialForces 57(3): 840-852. Van Dam, R. en K. Van den Bosch (1997), Hoeveel armen zijn er in België? Resultaten van diverse studies, Centrum voor Sociaal Beleid. Vetter, A. (1997), “Political Efficacy: Alte und neue Messmodelle im Vergleich.” Kolner Zeitschrift fur Soziologie und Sozialpsychologie 49(1). Wilkinson, R. G., I. Kawachi en B. P. Kennedy (1998), “Mortality, the Social Environment, Crime and Violence.” Sociology of Health and Illness 20(5).