Lagere toeslag leidt tot lagere kwaliteit kinderopvang

Sociale Zekerheid ESB
739Jaargang 100 (4723 & 4724) 17 december 2015
Lagere toeslag
leidt tot lagere kwaliteit kinderopvang
SOCIALE ZEKERHEID
D
e afgelopen jaren heeft de overheid op
verschillende onderdelen van het over –
heidsbeleid flink bezuinigd. Ook de
kinderopvangtoeslag is verlaagd. Voor
de ouders betekende dit hogere prijzen
voor formele kinderopvang , wat zich vertaalde in een sterk
dalende vraag. Steeg tot 2011 namelijk het aantal kinderen
in de dagopvang nog , in 2012 daalde dit aantal met 3,5 pro –
cent (Akgündüz et al. , 2015). De bezuinigingen hebben,
via de gestegen kosten, voor ouders dus een negatief effect
gehad op de toegankelijkheid en de beschikbaarheid van de
kinderopvang. Veel minder helder is echter wat er als gevolg
van deze bezuinigingen is gebeurd met de kwaliteit van de
kinderopvang. Is kwaliteit min of meer resistent voor ver –
anderingen in het subsidiebeleid? Investeren aanbieders
in kwaliteit om tegemoet te komen aan de hogere prijs, of
wordt er juist bezuinigd op kwaliteit om op deze manier
een zo concurrerend mogelijk aanbod te kunnen doen? Sporadisch (internationaal) onderzoek op basis van
cross-sectionele data geeft geen eenduidig beeld van de re –
latie tussen de kinderopvangtoeslag en de kwaliteit van de
kinderopvang. Herbst en Tekin (2010) laten bijvoorbeeld
zien dat in de VS hogere kinderopvangsubsidies resulte –
ren in lagere scores op lezen en rekenen van kinderen op
de kleuterschool, waarschijnlijk vanwege de lage kwaliteit
van de kinderopvang. Johnson et al . (2012) geven juist aan dat subsidies een positief effect hebben op de kwaliteit van
kinderopvang. In deze studie gaan we een stap verder en ge
–
bruiken we panel-data in combinatie met een hervorming
in de kinderopvangtoeslag (per 2012) om het causale effect
te achterhalen van de kinderopvangtoeslag op de kwaliteit
van kinderopvang. Onderzoek naar de kwaliteit is mede
van belang omdat uit verschillend onderzoek blijkt dat
deelname aan kwalitatief goede kinderopvang positieve ef-
fecten kan hebben op de ontwikkeling van kinderen (Hav –
nes en Mogstad, 2011; Herbst, 2013; Vandell et al ., 2010).
DATA EN METHODE
In 2011 was het budgettair beslag van de kinderopvangtoe –
slag 3,1 miljard euro. In 2012 werd daar 420 miljoen euro
op bezuinigd; vooral de kinderopvangtoeslag voor tweede
en verder kinderen werd verlaagd. Als gevolg daarvan steeg
de ouderbijdrage voor ouders met één, twee of drie kinde –
ren in de dagopvang respectievelijk met ongeveer 20, 40 en
50 procent (SZW, 2011; Akgündüz et al. , 2015). Relevant
voor de onderstaande analyse is dat deze bezuiniging geen
effect had op de peuterspeelzalen, omdat die niet worden
gefinancierd via de Wet kinderopvang , maar via de gemeen –
ten. Het effect van de hervorming wordt geschat met een
verschil-in-verschillen-methode (Angrist en Pischke, 2008).
Het eerste verschil in kwaliteit komt uit een vergelijking van
de uitkomst voor de doelgroep voor en na de hervorming.
Om te corrigeren voor het effect van andere factoren dan de
hervorming wordt er een tweede verschil gemaakt. De wij –
ziging van de uitkomst van de doelgroep voor en na de her –
vorming wordt vergeleken met die van een controlegroep
voor en na de hervorming. Het verschil in het verschil van
de uitkomst geeft dan het beleidseffect. De doelgroep be –
staat in onze studie uit de groepen van twee- tot vierjarigen
in de kinderdagopvangcentra. Als controlegroep gebruiken
we in onze studie groepen van twee- tot vierjarigen in peu –
terspeelzalen. De geleverde diensten in termen van kwali-EMRE
AKGÜNDÜZ
Wetenschappelijk
medewerker bij het
Centraal Planbureau
en postdoc aan de
Universiteit Utrecht
EGBERT
JONGEN
Wetenschappelijk
medewerker bij het
Centraal Planbu –
reau en universitair
hoofddocent aan de
Universiteit Leiden
PAUL
LESEMAN
Hoogleraar aan de
Universiteit Utrecht
JANNEKE
PLANTENGA
Hoogleraar aan de
Universiteit Utrecht
In 2012 is de kinderopvangtoeslag aanzienlijk verlaagd. Een
verschil-in-verschillen-analyse, met peuterspeelzalen als contro –
legroep, laat zien dat de kwaliteit van de kinderdagopvang door
deze bezuiniging met vijf procent is gedaald. Vooral de educatieve
kwaliteit blijkt afgenomen. Dat is zorgelijk omdat de Nederlandse
kinderopvang juist op dat aspect al relatief laag scoort.
ESB Sociale Zekerheid

ESB Sociale Zekerheid
740Jaargang 100 (4723 & 4724) 17 december 2015
teit zijn tussen de kinderdagopvang en de peuterspeelzalen
goed te vergelijken, maar het lijkt niet waarschijnlijk dat
de kwaliteit van het peuterspeelzaalwerk wordt beïnvloed
door de bezuinigingen in de kinderopvang. Ook indirect is
het onwaarschijnlijk dat de kwaliteit van peuterspeelzalen
wordt beïnvloed door de hervorming ; zo is bijvoorbeeld
het aantal kinderen in de peuterspeelzalen voor en na de
hervorming nagenoeg constant.
Meer specifiek worden varianten van de onderstaande
vergelijking geschat:
y
igt = βg + βt + δ(βg × βt) + εigt
Daarin is yigt de te verklaren kwaliteit van kinderop –
vang in een individuele groep i (kwaliteit wordt op groeps-
niveau waargenomen), β
g is een dummyvariabele voor het
type opvang (1 voor een groep in de kinderdagopvang , 0
voor een groep in een peuterspeelzaal), β
t is een dummy –
variabele voor de periode (1 voor de periode na de hervor –
ming , 0 voor de periode voor de hervorming ), de interactie
van β
g en βt is de behandelingsdummy (1 voor een groep
uit de kinderdagopvang na de hervorming ) met coëfficiënt
δ, en ε
igt is een storingsterm. We rapporteren effecten voor verschillende structuren van de storingsterm (onder andere
met of zonder fixed effects, dat wil zeggen met of zonder
niet-waargenomen kenmerken waarvan wordt aangeno
–
men dat ze constant zijn over de tijd, voor de individuele
centra). De standaardfouten zijn daarbij altijd geclusterd
op centrumniveau, om rekening te houden met gecorre –
leerde schokken op centrumniveau (een centrum bestaat
doorgaans uit meerdere groepen). Een belangrijke aanname bij een verschil-in-verschil –
len-analyse is dat de tijdseffecten in de uitkomstvariabele
(in ons geval kwaliteit) hetzelfde zijn voor de doelgroep
en de controlegroep – er mag dus geen sprake zijn van
verschillende trends. Een beperking van onze data is dat
we slechts beschikken over data van één jaar voor en één
jaar na de hervorming. Hierdoor is het niet mogelijk om
de aanname van gemeenschappelijke tijdseffecten te testen.
Aanvullende data maken dat echter wel aannemelijk (Ak –
gündüz et al., 2015).
Voor het onderzoek gebruiken we de pre-COOL-data –
set (Leseman en Slot, 2014). In de pre-COOL-dataset is de
kwaliteit gemeten van kinderdagopvang en peuterspeelzalen,
zowel voor (2010 en 2011) als na de hervorming (2012). De
meeteenheid is een groep in een centrum (een locatie van een
kinderdagopvanginstelling of een peuterspeelzaalinstelling ,
al dan niet met meerdere groepen). Pre-COOL richt zich
op de zogenaamde proceskwaliteit: “de directe dagelijkse
ervaringen van kinderen in de activiteiten die zij uitvoeren
en de interacties die zij aangaan met andere kinderen en pe –
dagogisch medewerker” (Leseman en Slot, 2014). Daarnaast
wordt ook gekeken naar de zogenaamde structurele kwali-
teit: “stabiele kenmerken als de inrichting van de ruimte, de
groepsgrootte en kind-staf-ratio, en het opleidingsniveau en
kwalificatieniveau van de medewerkers” (Leseman en Slot,
2014). De proceskwaliteit wordt gemeten via de zogenaamde
Classroom Assessment Scoring System (CLASS) door getrain –
de onafhankelijke waarnemers (Leseman en Slot, 2014). Uit
pedagogisch onderzoek blijkt dat CLASS de beste voorspel –
ler is van de effecten op de ontwikkeling van kinderen, ver –
geleken met bijvoorbeeld structurele kwaliteitsindicatoren
zoals de kind-staf-ratio (Sabol et al ., 2013). CLASS bestaat
uit een aantal onderdelen (waarover later meer) die gescoord
worden op een schaal van 1 (laag ) tot 7 (hoog ). Tabel 1 geeft beschrijvende statistiek wat betreft de
opvangkwaliteit voor en na de hervorming , voor de doel –
groep (kinderdagopvang ) en de controlegroep (peuter –
speelzalen). De totale proceskwaliteit, het gemiddelde van
de indicatoren, is na de hervorming gedaald in zowel kin –
derdagopvang als peuterspeelzalen. Nemen we het verschil-
in- het-verschil, dan is de daling –0,172 (–4,2 procent). De
totale score is gebaseerd op de score voor de overkoepe –
lende domeinen (1) emotionele kwaliteit en (2) educatieve
kwaliteit. De daling bij de laatste is wat groter dan bij de
eerste. Dit lijkt extra zorgelijk omdat het startniveau van de
educatieve kwaliteit al wat lager is dan het startniveau van
de emotionele kwaliteit, met een score van respectievelijk
ongeveer 3 en 5. Van de structurele kwaliteitsindicatoren
hebben we informatie over de kind-staf-ratio. Het aantal
kinderen in de kinderdagopvang is sneller afgenomen dan
het aantal pedagogisch medewerkers, terwijl in de peuter –
speelzalen het aantal kinderen per pedagogisch medewer –
Bron: Eigen berekeningen op basis van gegevens pre-COOL
Gemiddeld behandeleffect op totale proceskwaliteitTABEL 2
Bron: Eigen berekeningen op basis van gegevens pre-COOL
Kwaliteitsindicatoren voor en na hervormingTABEL 1
Kinderdagopvang
Peuterspeelzalen
Verschil-
in-verschil
Voor NaVoor Na
Proceskwaliteit 4,0523,5294,304 3,953–0,172
– Emotionele
proceskwaliteit 5,0114,446 5,0544,636–0,147
– Educatieve
proceskwaliteit 3,0932,611 3,5543,270–0,198
Kind-staf-ratio 5,3235,1654,881 5,112–0,389
Aantal observaties 392355466 411
Aantal centra 535377 77
Model (1)(2) (3)(4) (5)
Proceskwaliteit –0,173–0,194–0,222*–0,224*–0,212**
Tijdsdummy’s Voor–naJaar–
maand Jaar–
maand Jaar-
maand Jaar-
maand
Gemeente FE NeeNeeJaNeeNee
Gemeente ×
opvangtype FE NeeNeeNee JaNee
Centrum FE NeeNeeNeeNee Ja
Aantal
observaties 1,6241,6241,6241,6241,624
Aantal centra 130130130130130
*/** Significant op respectievelijk tien- en vijfprocentsniveau

Sociale Zekerheid ESB
741Jaargang 100 (4723 & 4724) 17 december 2015
ker juist enigszins is toegenomen, waardoor het verschil-in-
het-verschil een daling van de kind-staf-ratio laat zien.
REGRESSIERESULTATEN
Tabel 1 geeft de gemiddelde behandeleffecten zonder dat
rekening wordt gehouden met wijzigingen in controlevaria-
belen. In tabel 2 controleren we voor een aantal kenmerken
middels een regressieanalyse. Kolom (1) geeft de uitkom –
sten van een simpele verschil-in-verschillen-analyse, waarbij
alleen rekening wordt gehouden met geclusterde storings-
termen op centrum-niveau. Het effect is niet significant.
In kolom (2) introduceren we vervolgens tijdsdummy’s per
maand van observatie; het behandeleffect wordt hierdoor
wat meer negatief, maar blijft niet significant. Voegen we
in kolom (3) vervolgens fixed effects per gemeente toe, dan
wordt het behandeleffect weer wat negatiever, en significant
op tienprocentsniveau. Wanneer we rekening houden met
fixed effects per opvangtype (kinderdagopvang dan wel peu –
terspeelzaal) per gemeente, kolom (4), dan krijgen we on –
geveer hetzelfde behandeleffect. Ten slotte, als we rekening
houden met fixed effects op centrumniveau, bijvoorbeeld
om te corrigeren voor permanente verschillen in het ni-
veau van de pedagogisch medewerkers of het management,
dan vinden we een significant negatief behandeleffect van
–0,212 (–5,2 procent). Dit is onze geprefereerde specifica –
tie, omdat we op deze manier zo nauwkeurig mogelijk re –
kening houden met niet-waargenomen (vaste) kenmerken. Tabel 3 geeft de regressieresultaten per onderdeel van
de proceskwaliteit, en voor de kind-staf-ratio. Ook op ba –
sis van de regressieanalyse kan worden geconcludeerd dat
de daling in de educatieve kwaliteit groter is dan de daling
in de emotionele kwaliteit. Kijken we naar de onderdelen
binnen de educatieve kwaliteit, dan blijkt de daling met
name te komen door een daling in het faciliteren van leren.
Binnen het domein van de emotionele kwaliteit dalen met name het respect voor het perspectief van het kind en de
gedragsregulatie (het voorkomen van negatief gedrag , zoals
niks doen en ruziemaken, en het omzetten van negatief ge
–
drag in positief en productief spel- en taakgericht gedrag ).
Het behandeleffect op de kind-staf-ratio is negatief; dit
lijkt gunstig omdat het meer staf per kind impliceert. Maar
het effect is niet significant en volgens het pedagogisch on –
derzoek ook minder relevant. Akgündüz et al. (2015) geeft nog een aantal robuust –
heidsanalyses, waarbij niet-lineaire verschil-in-verschillen-
schatters worden gebruikt. Het gemiddelde behandeleffect
is daarbij robuust. De daling in de kwaliteit lijkt verder met
name gedreven te worden door een kwaliteitsdaling bij
centra in het middensegment. Waarschijnlijk is in dit seg –
ment de druk het grootst; bij centra van lage kwaliteit is er
weinig ruimte om hier nog verder op te bezuinigen, terwijl
bij centra in het topsegment kwaliteit juist een belangrijk
onderscheidend criterium is.
CONCLUSIE
Er is nog relatief weinig bekend over het effect van kinder –
opvangtoeslagswijzigingen op de kwaliteit van de kinder –
opvang. Met behulp van een verschil-in-verschillen-methode
laten we zien dat de bezuiniging op de kinderopvangtoeslag
in 2012 heeft geleid tot een daling van de kinderopvangkwa –
liteit met ongeveer vijf procent, en dan met name binnen het
educatieve domein. Uit buitenlands onderzoek blijkt dat de
kwaliteit van de kinderopvang een belangrijke rol kan spe –
len bij de ontwikkeling van kinderen. Bij wijzigingen in de
kinderopvangtoeslag is het dus belangrijk om niet alleen te
kijken naar de effecten op de arbeidsparticipatie van ouders,
maar ook naar de effecten op de ontwikkeling van kinderen.

LITERATUUR
Akgündüz, E., E. Jongen, P. Leseman en J. Plantenga (2015) Quasi-experimental evidence
on the relation between child care subsidies and child care quality. CPB Discussion Paper,
310, Den Haag.
Angrist, J. en J.-S. Pischke (2008) Mostly harmless econometrics: an empiricist’s companion.
Princeton: Princeton University Press.
Havnes, T. en M. Mogstad (2011) No child left behind: subsidized child care and children’s
long-run outcomes. American Economic Journal: Economic Policy , 3(2), 97–129.
Herbst, C. (2013) The impact of non-parental child care on child devel
opment: evidence from
the summer participation ‘dip’. Journal of Public Economics, 105(September), 86–105.
Herbst, C. en E. Tekin (2010) Child care subsidies and child development. Economics of Edu-
cation Review, 29(4), 618–638.
Johnson, A., R. Ryan en J. Brooks-Gunn (2012) Child-care subsidies: do
they impact the qua-
lity of care children experience? Child Development, 83(4), 1444–1461.
Leseman, P. en P. Slot (2014) Kwaliteit en curriculum van voorschoolse opvang en educatie in
Nederland. Den Haag: Nationaal Regieorgaan Onderwijsonderzoek.
Sabol, T., S. Soliday Hong, R. Pianta en M. Burchinal (2013) Can rating pre-K programs pre-
dict childrens learning. Science, 341(6148), 845–846.
SZW (2011) Kinderopvangtoeslag vanaf 2012. Den Haag: SZW.
Vandell, D., J. Belsky, M. Burchinal et al. (2010) Do effects of early child care extend to age
15 years? Results from the NICHD study of early child care and youth development. Child
Development, 81(3), 737–756.
Bron: Eigen berekeningen op basis van gegevens pre-COOL
Gemiddeld behandeleffect op onder-
delen proceskwaliteit en kind-staf ratioTABEL 3
Gemiddeld behandeleffect
Proceskwaliteit –0,212**
Emotionele proceskwaliteit –0,174*
■ Positief klimaat –0,055
■ Sensitiviteit –0,124
■ Respect voor het
perspectief van kinderen –0,257**
■ Gedragsregulatie –0,261**
Educatieve proceskwaliteit –0,251**
■ Faciliteren van leren –0,451***
■ Kwaliteit van de feedback –0,235*
■ Taalstimulering –0,066
Kind-staf-ratio –0,218
*/**/*** Significant op respectievelijk tien-, vijf- en eenprocentsniveau