Burgers over bezuinigingen en eigen bijdragen

Burgers over bezuinigingen
en eigen bijdragen
Het is moeilijk de preferenties voor collectieve voorzieningen te bepalen. Er is immers
geen markt waar deze voorkeuren zich openbaren. De uitslag van politieke verkiezingen is
slechts een vage indicatie. Er zijn immers een groot aantal onderwerpen die in een
verkiezingsstrijd een rol spelen. In dit artikel wordt onderzocht of een enquete, waarmee
de markt in feite wordt nagebootst, een bruikbare methode is. De auteurs komen tot de
conclusie dat empirisch onderzoek naar ‘beleden voorkeuren’ van dit type slechts
beperkt bruikbaar is. De onderzoeksresultaten blijken weinig betrouwbaar te zijn en er
komen slechts globale meningen over het gewenste niveau van de collectieve
voorzieningen naar voren.

DR. H. DE GROOT – DRS. E. J. POMMER*
In dit artikel wordt verslag gedaan van een onderzoek
waarbij wordt nagegaan of rechtstreekse ondervraging van
burgers een goed middel is om voorkeuren voor collectieve
voorzieningen en de hoogte van eigen bijdragen voor het
gebruik van deze voorzieningen vast te stellen 1). Blijkens
een toenemende stroom, vooral buitenlandse, literatuur
neemt de populariteit van deze methode van vaststelling
van beleden voorkeuren sterk toe. Een belangrijke oorzaak
vormt de geringe mogelijkheid om de ‘werkelijke’ vraag
naar collectieve voorzieningen te meten. Uit de literatuur
blijkt dat een model voor het af leiden van gebleken voorkeuren uit gerealiseerde voorzieningenniveaus nog niet beschikbaar is. Het feitelijk gerealiseerde voorzieningenniveau is de resultante van een zeer complex besluitvormingsproces, waarin voorkeuren van politici, pressiegroepen, ambtenaren en kiezers een moeilijk te modelleren rol
spelen. De gepubliceerde empirische resultaten zijn vooral
gevonden op basis van weinig realistische veronderstellingen. Veel onderzoek veronderstelt een rechtstreeks verband tussen kiezersvoorkeuren en collectieve-uitgavenniveaus, zoals de ‘median-voter’-theorie 2). De effecten van
aanbieders en bureaucraten op het uiteindelijke voorzieningenaanbod worden doorgaans verwaarloosd 3).
De methode van de beleden voorkeuren is gebaseerd op
opinies over het gewenste niveau van collectieve voorzieningen. De (geaggregeerde) vraag naar collectieve voorzieningen kan in deze benadering alleen worden vastgesteld
als de randvoorwaarden van het beschikbaar inkomen en
de kosten van produktie mede in aanmerking worden genomen. Aan de toepassing van de methode van de beleden
voorkeuren, gebaseerd op meningen van burgers, zitten
echter eveneens veel haken en ogen. Zeker is dat de methode van de beleden voorkeuren nog in de kinderschoenen staat. Empirisch onderzoek op dit gebied bleef hoofdzakelijk beperkt tot het organiseren van recht-toe-recht-aan
enquetes onder de bevolking, zonder dat veel aandacht
werd geschonken aan de kwaliteit van de door respondenten gegeven antwoorden. Wel wordt in de literatuur in ver596

houding veel aandacht besteed aan mogelijk ‘strategisch
gedrag’ van ondervraagden. Daarbij wordt gedoeld op de
mogelijkheid datde ondervraagden hun voorkeuren met opzet niet of verkeerd weergeven, met het doel het gebruik
van de antwoorden in een voor hen gunstige zin te bei’nvloeden. De betekenis van zulk stragisch gedrag lijkt – afgaande op elders gepubliceerde onderzoekresultaten – beperkt
4).

Gewenste bezuinigingen

____

In het onderzoek Culturele veranderingen 1985 is aan de
respondenten gevraagd in een budgetspel bezuinigingen
aan te geven op een aantal collectieve voorzieningen 5). Zij
kregen een kaart te zien die de totale overheidsuitgaven
toont voor elf – met voorbeelden toegelichte – typen voorzieningen. De hoogte van de uitgaven was per voorziening
verbeeld in de vorm van een rij met munten. Bij elk van de
elf rijen munten was vermeld hoeveel munten bij wijze van
bezuiniging maximaal mochten worden weggestreept. Deze maximaal toegestane bezuiniging was gelijk aan 20%
1) Zie voor een uitgebreid verslag van het onderzoek: H. de Croot en
E.J. Pommer, Individuele voorkeuren voor collectieve voorzieningen,
SCP-cahier nr. 55, Sociaal en Cultureel Planbureau, Rijswijk, 1987.
2) T.C. Bergstrom en R.P. Goodman, Private demands for public
goods, American Economic Review, jg. 63, 1973, biz. 290-296.
3) T. Romer en H. Rosenthal, The elusive median voter, Journal of
Public Economics, nr. 12,1979, biz. 143-170, en O.P. Kristensen, Voter attitudes and public spending: is there a relationship? European
Journal of Political Research, jg.10, 1982, biz. 35-52.
4) T.S. McCaleb en R.E. Wagner, The experimental search for free riders: some reflections and observations and observations, Public
Choice, jg. 47, nr. 3,1985, biz. 479-490; D.S. Brockshire, M.A. Thayer,
W.D. Schulze en R.C. D’Arge, Valueing public goods: a comparison of
survey and hedonic approaches, American Economic Review, jg. 72,
nr. 1, 1982, biz. 165-177.

L

T
van het bestaande collectieve-uitgavenniveau voor de betrokken voorziening. In totaal dienden de ondervraagden
twintig munten weg te strepen. Dat komt overeen met een
bezuiniging van ongeveer 10% op de totale uitgaven van de
collectieve sector.
Bij de vraagstelling moesten de respondenten ervan uitgaan dat de aangebrachte bezuinigingen zouden leiden tot
minder personeel en dus tot minder dienstverlening. Deze
beperking is aangebracht om de relatieve voorkeuren voor
het voorzieningenniveau zo zuiver mogelijk boven water te
krijgen. De nadruk op de verdeling van de uitgaven – los
van het absolute uitgavenniveau en de verdeling van de
lasten – werd vooral ingegeven door de potentiele bruikbaarheid voor planningsdoeleinden in de kwartaire sector.
Om dezelfde reden werden ook de bezuinigingen per voorziening aan een realistisch te achten maximum gebonden.
Tabel 1 geeft de gemiddelde bezuinigingsvoorkeuren van
personen van achttien jaar en ouder – stemgerechtigden
– weer voor het onderzoek in 1985. Duidelijk blijkt dat de
ondervraagden veel belang hechten aan zorg en educatie.
Deze voorzieningen willen zij – gegeven de opgelegde bezuinigingsvoorwaarden – zo veel mogelijk ontzien. Openbaar bestuur en defensie moeten in de ogen van de ondervraagden met aanmerkelijk minder genoegen nemen wanneer bezuinigingen onvermijdelijk zijn. Opvallend is de
betrekkelijk hoge bezuinigingsscore op hoger onderwijs.
Voorts verdient het feit aandacht dat in de ogen van de ondervraagden vooral bejaarden dienen te worden ontzien.
Dat is een beeld dat men in veel onderzoek ter zake terugvindt.
Tabel 1. Gewenste bezuinigingen in 1985
Voorziening

Uitgaven
1985

VariatieGemiddelde
bezuiniging coefficient a)

in mrd. gld.

in%

Defensie
Openbaar bestuur rijk
Openbaar bestuur lagere overheden
Sport, recratie en kunst
Hoger onderwijs
Gezondheidszorg buiten het ziekenhuis
Politie en justitie
Lager en middelbaar onderwijs
Ziekenhuizen en specialistische hulp
Geestelijke gezondheidszorg
Bejaardenzorg

13
11
11

15,2
14,9

0,35
0,27

6
7
4
5
15
13
5
8

14,3
11,6
11.3
8,3
7,4
7,1
7,1
5,5
4,5

0,30
0,52
0,53
0,98
1,00
0,61
0,68
1,15
1,03

Totaal

98

10,2

a) Gedelinieerd als de standaardafwjiking gedeeld door de gemiddelde procentuele
bezuiniging.
Aantal waarnemingen: 1.635.
Bron: Culturele veranderingen 1985.

In tabel 1 zijn ook de variatiecoefficienten opgenomen.
Lage variatiecoefficienten wijzen op een gebrek aan
eenstemmigheid. Uit de tabel blijkt dat het minste verschil
van mening is over de mate waarin op het openbaar bestuur
bezuinigd kan worden, wanneer men tot bezuinigingen in
de kwartaire sector wordt gedwongen. Over de omvang van

de bezuinigingen die aangebracht moeten worden bij politie
en justitie, de geestelijke gezondheidszorg en de bejaardenzorg zijn de meningen het meest verdeeld.
De gevonden globale voorkeuren zijn in ander onderzoek, dat naar tijd en plaats – ook in het buitenland – verschilt, terug te vinden. Gezondheidszorg en onderwijs
staan bij de respondenten doorgaans in hoog aanzien. Dat
blijkt bij voorbeeld uit de onderzoeken van Hockley en Harbour en Lewis en Jackson voor Engeland, en Zimmerman
en Kessel voor Duitsland 6). In zekere zin geldt dit ook voor
uitgaven die de openbare orde ten goede komen (zoals politie en justitie). Met name in de Verenigde Staten scoort de
politie hoog, blijkens de onderzoeken van Maital en Citrin
7). Anders gesteld is het bij voorbeeld met openbaar
bestuur, ontwikkelingshulp en defensie, die er in alle onderzoeken betrekkelijk bekaaid afkomen. Dat geldt, zij het in
mindere mate, eveneens voor kunst en cultuur.

Gewenste eigen bijdragen
In Culturele veranderingen 1986 moesten de ondervraagden voor een aantal voorzieningen de gewenste
hoogte van de eigen bijdragen aangeven, in procenten van
de kostprijs. De bestaande hoogte van de eigen bijdragen
werd aan de ondervraagden meegedeeld. Ook bij deze vragen is een limiet gehanteerd: in het algemeen gesproken
kon de eigen bijdrage niet meer worden dan het dubbele
van de bestaande bijdrage. Tabel 2 brengt de resutaten in

beeld.
Bij de meeste voorzieningen week de wenselijke genoemde hoogte van de eigen bijdragen niet meer dan 10%
af van de bestaande hoogte. Alleen bij het openbaar vervoer was sprake van een gewenste verlaging van eigen bijdragen met 15% to 20% van het huidige niveau. Eigen bijdragen voor onderwijs en peuterspeelzalen werden gemiddeld lager gekozen dan het bestaande niveau. Voor
voorzieningen in de culturele en recreatieve sfeer werd gemiddeld een wat hogere eigen bijdrage wenselijk genoemd.
Uitsluitend aan ziekenfondsverzekerden is de vraag
gesteld of ze eventueel bereid waren een eigen bijdrage te
betalen (en werd naar hun oordeel over een bestaande
eigen bijdrage gevraagd) in het geval van ziekenhuisverpleging, een bezoek aan de specialist of huisarts en bij het gebruik van medicijnen op recept. Opvallend is dat circa een
kwart van de in het ziekenfonds verzekerde ondervraagden
bereid was voor de drie eerstgenoemde voorzieningen een
eigen bijdrage te voldoen, tot gemiddeld 1 % van de kostprijs. Daarentegen zou de bestaande gemiddelde eigen bijdrage voor medicijnen op recept volgens de ondervraagden
in verhouding behoorlijk omlaag moeten, van circa 10% tot
6% van de kostprijs.
Het is interessant de uitkomsten in tabel 2 te vergelijken
met ander Nederlands onderzoek op dit terrein. Lau en Stevens hebben onder leden van de Consumentenbond een

Tabel 2. Gewenste eigen bijdrage in 1986 (in procenten)
Enquetegemiddelde

Voortgezet onderwijs
Hoger onderwijs
Onderwijs voor volwassenen
Gezinsverzorging thuis
Maatschappelijk werk
Peuterspeelzaal
Openbare bibliotheek
Sportvereniging
Museum
Trein
Bus, tram of metro
Alleen ziekenfondsverzekerden
– verblijf in het ziekenhuis
– bezoek aan een specialist
– bezoek van/aan de huisarts
– medicijnen op recept

Feitelijk
gemiddelde

Standaardafwijking

3
9
10 a)

10 a)

3
10
10
10
0
50
10

41
11
39
21

40
10
50
25

2
4
5
4
3
23
5
20
5
20
10

1
1
1
6

0
0
0
10

1
1
1
5

8
2
48

a) Verschil met feitelijk gemiddelde niet significant (a = 0,05).
Aantal waarnemingen: 1.812.
Bron: Cu/turele veranderingen 1986.

5) Het onderzoek Culturele veranderingen is een onderzoek dat periodiek in opdracht van het SCP wordt gehouden. Dit onderzoek bevat

tal van vragen over opinies die mensen hebben over zeer uiteenlopende onderwerpen.
6) G.C. Hockley en G. Harbour, Revealed preferences between public expenditures and taxation: public sector choice, Journal of Public
Economics, jg. 22, nr. 3,1983, biz. 387-399; A. Lewis en D. Jackson,
Voting preferences and attitudes to public expenditure, Political studies, jg. 33, nr. 3,1985, biz. 457-466; H. Kessel en K. Zimmerman, Zur
Wertschatzung offentlicher Ausgaben, (niet gepubliceerde versie)
1983.
7) S. Maital, Measurement of net benefits from public goods: a new
approach using survey data, Public Finance, 34, nr. 1, 1979, biz.
85-99; J. Citrin, Do people want something for nothing: public opinion
on taxes and goverment spending, National Tax Journal (supplement), jg. 32, 1979, biz. 113-129.

597

onderzoek gehouden naar (onder andere) het gewenste niveau van eigen bijdragen voor een aantal quasi-collectieve
voorzieningen 8). Anders dan in ons onderzoek werd het
huidige niveau van de eigen bijdragen niet aan de respondenten meegedeeld, maar werd in een aparte vraag een
schatting gevraagd van het huidige niveau. Deze andere
opzet maakt uiteraard een vergelijking niet eenvoudig. Oe
uitkomsten wijzen vrijwel zonder uitzondering op een gewenste verhoging van eigen bijdragen ten opzichte van het
door de respondent geschatte huidige niveau. Alleen bij het
middelbare onderwijs en de gezondheidszorg wordt gemiddeld een verlaging van de eigen bijdrage gewenst. In vrijwel
alle gevallen overschat de respondent de bestaande bijdrage van de gebruikers in de kosten. De resultaten lijken op
het eerste gezicht in tegenspraak met de bevindingen in
Culturele veranderingen 1986. Lau en Stevens merken echter op dat in nun steekproef de lager opgeleiden en lagere
inkomens duidelijk ondervertegenwoordigd zijn. Gezien de
– nog te spreken – sterke afhankelijkheid van de gewenste eigen bijdrage van het inkomen, lijkt het waarschijnlijk dat de uitkomsten van hun onderzoek daardoor zijn vertekend. Een gemeenschappelijke uitkomst van beide onderzoeken is de relatief geringe verhoging (eventueel
verlaging) van de eigen bijdrage voor onderwijs- en zorgvoorzieningen in vergelijking met culturele en recratieve
voorzieningen.
Francken en Kuylen hebben onderzoek gedaan naar diverse aspecten van eigen bijdragen in de nationale
/4VO’83-enquete 9). Daarbij is onder andere gevraagd welke voorzieningen naar het oordeel van de respondent het
meest dat wel het minst in aanmerking komen voor verhoging van eigen bijdragen. Ook hier blijkt dat culturele en recreatieve voorzieningen, bij voorbeeld musea, theater, bibliotheken, favoriet zijn bij verhogingen, terwijl voorzieningen als gezinsverzorging en dienstencentra voor bejaarden
pas in de laatste plaats in aanmerking komen voor verhogingen van eigen bijdragen.

De verklaring van beleden voorkeuren
De verschillen in voorkeuren voor bezuinigingen vragen
om een verklaring 10). Een belangrijke verklaringsfactor
zou kunnen zijn of ondervraagden al dan niet gebruik maken van de betrokken voorziening(en). De gedachte ligt immers voor de hand dat gebruikers in het algemeen gesproken een voorziening meerop prijszullen stellen dan de nietgebruikers. Verschillen in de omvang van gewenste bezuinigingen tussen ondervraagden blijken echter slechts voor
een zeer klein deel te ‘verklaren’ door een uiteenlopende
mate van individueel profijt van de betrokken voorzieningen. Het individuele profijt van een voorziening is daarbij
gemeten als het subsidiebedrag dat aan ondervraagden
kan worden toegerekend wegens het gebruik van de bedoelde voorziening(en). Ook andere kenmerken, met name
persoonskenmerken of ideologische opvattingen van de
ondervraagden, blijken slechts in geringe mate in staat om
verschillen in de omvang van gewenste bezuinigingen te
verklaren.
Van de in de analyse betrokken persoonskenmerken
speelt alleen het opleidingsniveau relatief vaak een rol, zij
het – naar omvang – in bescheiden mate. Bij het vrijwel afwezige effect van de variabele inkomen zij aangetekend dat
dit deels kan samenhangen met het type budgetspel dat
hier wordt gespeeld. Door het totale bezuinigingsbedrag
vast te leggen kan de respondent zijn ‘belastingprijs’ – de
via belastingen voor het totale pakket van collectieve voorzieningen betaalde bijdrage – niet bei’nvloeden. Juist de
belastingprijs hangt echter sterk met het inkomen samen.
Politieke voorkeur (in termen van lihks-midden-rechts) blijkt
nog het meest de bezuinigingsvoorkeuren te kunnen verklaren. Personen die zich rechts in het politieke spectrum
plaatsen, wensen minder te bezuinigen op politie en justitie,
en defensie, ten koste van de overige voorzieningen. Vooral
bij defensie is de rol van politieke voorkeur groot: deze variabele verklaart bijna 15% van de variantie. Alleen bij de
598

bezuinigingen op het openbaar bestuur speelt de politieke
voorkeur geen significante rol.
Het aandeel van de eigen bijdrage in de financiering van
een collectieve voorziening kan in verband worden gebracht met het individuele nut dat aan het gebruik wordt toegekend. Omgekeerd kan het aandeel van de collectieve financiering in verband worden gebracht met het collectieve
nut dat aan een voorziening wordt toegekend. Voor de analyse van de gewenste hoogte van eigen bijdragen volgen
we hetzelfde analysemodel als bij het budgetspel. Anders
dan bij het budgetspel is in de enquete zelf informatie beschikbaar over het gebruik door de respondent van de betrokken voorzieningen. De respondenten zijn op grond van
deze informatie bij elke voorziening in te delen in een groep
intensieve gebruikers en een groep incidentele en nietgebruikers.
Het individuele profijt van een voorziening – hier evenredig met het gebruik van de voorziening verondersteld leidt niet of nauwelijks tot een verlaging van de gewenste
eigen bijdrage. De belangrijkste verklarende variabelen blijken inkomen en politieke voorkeur te zijn: hogere inkomensgroepen en mensen met een rechtse politieke voorkeur opteren voor relatief hogere eigen bijdragen van gebruikers. Vergelijking van deze uitkomsten met die van het
budgetspel laat zien dat vooral de rol van de variabele inkomen bij de vraag naar eigen bijdragen aanzienlijk belangrijker is. Dit houdt wellicht verband met het ontbreken van
een randvoorwaarde voor het totaal aan eigen bijdragen.
De respondenten zijn daardoor niet gedwongen tot een ruil
tussen voorzieningen en kunnen door hoge eigen bijdragen
indirect hun belastingprijs verlagen. In de toelichting bij de
vraag wordt bovendien gesuggereerd dat hogere (lagere)
eigen bijdragen tot lagere (hogere) belastingen en premies
zullen leiden. Dit impliceert dat vooral voor de hogere inkomens een verhoging van eigen bijdragen aantrekkelijk is,
gezien de vermindering van de voor hen relatief hoge belastingprijs.
In dit verband verdient vermelding dat Lau en Stevens
een verband vonden tussen de gewenste eigen bijdrage en
de ervaren belastingdruk: respondenten die de belastingdruk als (veel) te hoog ervaren, kiezen vaker voor hogere
eigen bijdragen. Ook in Culturele veranderingen 1986 is
een oordeel gevraagd over de belastingdruk. Bij tien van de
dertien voorzieningen werd echter geen verband gevonden
tussen deze variabele en de gewenste hoogte van de eigen
bijdrage. Bij drie voorzieningen was zelfs sprake van een effect tegengesteld aan dat gevonden door Lau en Stevens:
een sterke voorkeur voor belastingverlaging ging samen
met een voorkeur voor lagere eigen bijdragen. Opmerkelijk
is echter dat voor de deelpopulatie van de hoger opgeleiden
(met veelal hogere inkomens) wel het verwachte effect
zichtbaar wordt: bij zes voorzieningen is nu sprake van een
significante samenhang tussen hogere eigen bijdragen en
de wens tot belastingverlaging. Daarentegen is voor de
groep lager opgeleiden bij vijf voorzieningen van het tegengestelde effect sprake. Dit kan erop wijzen dat deze categorie de samenhang tussen eigen bijdragen en belastingdruk
– ondanks de suggestieve toelichting in de enquete – bewust of onbewust negeert. De uitkomsten voor de categorie
hoger opleiden sporen met die van Lau en Stevens. Dit is
consistent met de al eerder aangegeven aanzienlijke oververtegenwoordiging van hoger opleiden in de door hen gebruikte steekproef.

8) J. Lau en L.G.M. Stevens, De belastingbetaler en zijn profijt,
Maandblad Belasting Beschouwingen, nr. 2, 1983, biz. 27-35.
9) D. Francken en T. Kuylen, Consumentenwaardering en hoogte
eigen bijdrage, Onderzoekrapport nr. 32, Stichting Wetenschapelijk
Onderzoek Konsumentenaangelegenheden, Den Haag, 1985.
AVO’83 staat voor Aanvullend Voorzieningengebruik Onderzoek
1983. Dit onderzoek is in opdracht van het SCP uitgevoerd.
10) Een theoretisch model voor die verklaring is gegeven in het hier
besproken SCP-cahier 55. Zie ook: H. de Groot en E.J. Pommer, Budget games and the private and social demand for mixed public goods,
Public Choice, jg. 52, nr. 3, 1987, biz. 257-272.

De betrouwbaarheid
De vraag is welke betekenis aan voorgaande resultaten
kan worden toegekend. Het uniforme patroon van voorkeuren in verschillende landen en op verschillende tijdstippen,
de geringe rol van individueel profijt bij de verklaring van
verschillen in voorkeuren en de met kenmerken van de
respondent doen twijfel rijzen aan de betrouwbaarheid van
de gebruikte meetinstrumenten. Mogelijk worden slechts
algemene opinies (‘deze voorziening is belangrijk’), dan wel
zeer globale oordelen over het bestaande voorzieningenniveau (‘het kan wel wat minder’) gemeten. Het feit dat ook
respondenten met weinig politieke kennis en weinig politieke interesse niet significant anders antwoorden dan de
overige respondenten wijst in die richting. De betrouwbaarheid van opinievragen is onder meer geanalyseerd door
Converse 11).
Aanleiding was een panelonderzoek naar opinies over tamelijk algemene politieke onderwerpen, zoals de rol van de
overheid in de samenleving, de mate van overheidsingrijpen inzake sociale zekerheid enz. Hij vindt test-hertest-correlaties die varieren van 0,23 tot 0,46 in een meetinterval
van twee jaar. De lage correlates kunnen niet worden toegeschreven aan veranderingen in de meetsituatie. De conclusie van Converse is dat in feite geen attitudes worden gemeten, maar weinig betekende meningen die een random
karakter hebben. Bearsley e.a. herhaalden nun meting, die
de vorm had van een ‘budget game’, zes weken later onder
dezelfde respondenten 12). Circa 70% scoorde op dezelfde
wijze als in de eerste meting. Een geheel andere benadering om meer greep te krijgen op het probleem van de ‘nonopinion’ treffen we aan bij Bishop e.a. 13). Zij vroegen
respondenten hun mening te geven over enkele niet bestaande regelingen. Daarbij werd de vraagstelling in varianten voorgelegd, die opliepen naar de mate waarin respondenten werden uitgenodigd een mening te geven. Het bleek
in dit onderzoek niet moeilijk respondenten ertoe te bewegen een mening te geven. Het aantal respondenten dat
over de niet bestaande regelingen een mening te kennen
gaf, bleek op te lopen van 10% in de lichtste tot bijna 50%
in de zwaarste variant. Hun conclusie is dat bij dit soort vragen de respondent uitdrukkelijk de gelegenheid gegeven
moet worden ‘geen mening’ te scoren wanneer hij geen
mening heeft.
Met behulp van een in opdracht van het SCP in 1986 gehouden proefenquete onder circa 500 respondenten is nagegaan in hoeverre verschillende wijzen van vragen stellen
al dan niet betrouwbare resultaten opleveren 14). Op drie
manieren werd de betrouwbaarheid van de vraagstelling
getest. De stabiliteit van de antwoorden op de voorkeursvragen werd gemeten door de vragen een maand later bij
circa 370 respondenten te herhalen. In de proefenquete waren zowel vragen opgenomen over de gewenste hoogte van
de eigen bijdragen als over het gewenste niveau van collectieve uitgaven. In het laatste geval werden de twee budgetspelen van het eerder behandelde type aan de respondent voorlegd. In het eerste spel moesten de respondenten
10% op de overheidsuitgaven bezuinigen; in het tweede
spel mocht hettotaal van overheidsuitgaven worden herverdeeld. De invloed van informatie werd bepaald door de helft
van de respondenten te informeren over de bestaande situatie. Verondersteld werd dat door het toevoegen van informatie de stabiliteit van de repons toe zou nemen. In de
proefenquete is de informatie alleen gevarieerd bij de vragen over de gewenste hoogte van de eigen bijdragen. De invloed van de structurering van de vraagstelling op de stabiliteit van de antwoorden werd bepaald door de helft van de
respondenten eerst gedetailleerde vragen over bezuinigingen op de overheidsuitgaven voorte leggen, waarna een totaal oordeel werd gevraagd. De gedetailleerde vragen hadden betrekking op drie mogelijke bezuinigingsstrategieen:
verlaging van de omvang, verlaging van de kwaliteit en verhoging van de eigen bijdrage van gebruikers. Bij de andere
helft van de respondenten werd de omgekeerde weg bewandeld. Zij moesten zonder inleidende vragen direct een
oordeel over gewenste bezuinigingen geven. Pas daarna

werden de gedetailleerde vragen voorgelegd.
De uitkomsten van de proefenquete geven het volgende
beeld. De stabiliteit van de antwoorden blijkt betrekkelijk bescheiden. De stabiliteit wordt gemeten door de correlatie te
berekenen tussen het antwoord op dezelfde vraag in de
eerste en tweede meting. Voor de vragen die betrekking
hadden op de eigen bijdrage van gebruikers, bedroeg de
gemiddelde correlatie 0,48. Bij de meningsvragen over bezuinigingsmogelijkheden bleek de stabiliteit iets geringer:
0,34. Nog geringer bleek de stabiliteit van de vraagstelling
waarbij de respondenten werd gevraagd een bezuiniging
van 10% aan te brengen op de uitgaven van de overheid.
De gemiddelde correlatie bedroeg 0,32. Een vergelijkbare
stabiliteit werd aangetroffen bij de vraagstelling die betrekking had op de herverdeling van de overheidsuitgaven
(0,31).
Het toedienen van informatie bleek bij de niet gekozen
opzet nauwelijks van invloed te zijn op de resultaten. Bij de
eigen-bijdragevragen bleek de gemiddelde score en de stabiliteit nauwelijks te verschillen tussen respondenten die
wel en respondenten die niet waren gemformeerd over de
werkelijke hoogte van de eigen bijdrage. Ook structurering
van de vraagstelling bleek in de hier gekozen opzet nauwelijks invloed te hebben op de gemiddelde score en de stabiliteit.

Conclusies
De onderzoekresultaten wijzen erop dat de uitkomsten
van budgetspelen van het hier behandelde type worden bepaald door betrekkelijk globale meningen over de wenselijkheid van collectieve voorzieningen. Deze opinies hebben
waarschijnlijk weinig te maken met weloverwogen ideeen
over het gewenste voorzieningen- of uitgavenniveau. De
aangedragen keuzeproblemen staan daarvoor te ver af van
de belevingswereld van de gemiddelde respondent. Ook
het uniforme patroon naar tijd en plaats van de uitkomsten
van dit soort budgetspelen wijst op het globale karakter van
de gemeten voorkeuren.
Het voorgaande betekent dat de bruikbaarheid van dit
soort enquetes voor het beleid vooralsnog gering moet worden geacht. Deze conclusie stoelt op de analyse van de hier
onderzochte vragen naar gewenste bezuinigingen en eigen
bijdragen bij een aantal collectief gefinancierde diensten.
De gerapporteerde resultaten suggereren echter de ruimere conclusie dat aan de uitkomsten van opinieonderzoek
over actuele bezuinigingskwesties slechts een betrekkelijke waarde voor het beleid kan worden toegekend. Dit staat
nog geheel los van de vraag welke rol de uitkomsten van
opinieonderzoek in de politieke besluitvorming zouden
moeten spelen. Uiteindelijk is in ons systeem van collectieve besluitvorming het laatste woord aan de gekozen vertegenwoordigers in gemeenteraden, provinciate staten en
Staten-Generaal.

Bans de Groot
Evert Pommer
* Beide auteurs waren ten tijde van het schrijven van dit artikel werkzaam op de afdeling systeemanalyse van het Sociaal en Cultures! Planbureau. De eerste auteur is inmiddels werkzaam bij de vakgroep Openbare financier! en belastingrecht van de Economische faculteit van de
Erasmusuniversiteit te Rotterdam.

11) P.E. Converse, Attitudes and non-attitudes: continuation of a dialogue, in: R. Tufte, The quantitative analysis of social problems, 1970.
12) P.L. Beardsley, D.M. Kovenock en W.C. Reynolds, Measuring
public opinion national priorities: a report on a pilot study. Sage publications, Beverly Hills, 1974.
13) G.F. Bishop, A.J. Tuchfarber en R.W. Oldendick, Opinions on fictitious issues: the pressure to answer survey questions, Public Opinion Quarterly, jg. 50, nr. 3, 1986, biz. 240-250.
14) Een verslag van het proefonderzoek wordt gegeven in: E.J. Pommer, H. de Groot, A. Schram en F.A.A.M. van Winden, Individuele
voorkeuren voor collectieve voorzieningen, Research memorandum
8702, Universiteit van Amsterdam, 1987.
599