Van het dubbeltje en het kwartje
De relatie tussen milieu, onderwijs, partnerkeuze,
beroep en gezinsinkomen
In het liberate en sociaal-democratische denken over de totstandkoming van een
rechtvaardige samenleving speelt het onderwijs een belangrijke rol. Het onderwijs heeft
mede tot doel de ongelijke kansen die samenhangen met afkomst en ouderlijk milieu
gelijk te trekken. In hoeverre het onderwijs gelijkere kansen kan bewerkstelligen en in
hoeverre daar reeds in geslaagd is, zijn vragen waarop de onderwijssociologie een
verantwoord antwoord probeert te vinden, o.a. door het verband vast te stellen tussen
ouderlijk milieu, leerprestaties en inkomensverschillen. In dit artikel wordt verslag gedaan
van nieuw onderzoek naar deze relatie. De auteurs concluderen dat het onderwijs schakel
is in de overdracht van ongelijkheid van de ene generatie aan de volgende.
Onderwijsvernieuwing zou wel tot gelijkere kansen kunnen bijdragen, maar de
be’invloedingsmogelijkheden van het onderwijs moeten toch niet worden overschat.
DR. J. DRONKERS – DRS. B.F.M. BARKER*
In 1972 concludeerden Jencks e.a. dat ouderlijk milieu,
cognitieve vaardigheden, genoten onderwijs en beroepsprestige samen weinig van de verschillen in inkomen verklaren 1). Deze studie markeerde de omslag die in het begin van de jaren zeventig binnen de onderwijssociologie
plaatsvond. Voorheen was men optimistisch over de mogelijkheden om via het onderwijs ongelijke levenskansen
te bemvloeden. Dit maakte plaats voor een algemeen pessimisme met betrekking tot die mogelijkheden. Het boek
van Jencks e.a. kreeg grote bekendheid in Amerika en Europa. Het werd en wordt door zeer verschillende partijen
en discussianten aangehaald om hun positie te rechtvaardigen, hoewel het reeds lang door andere studies van o.a.
Jencks zelf is achterhaald 2).
Dit verschijnsel deed zich ook in Nederland voor. De
conclusies van Jencks e.a. werden met name in het debat
rond de Contourennota gebruikt als argument om de daarin voorgestelde onderwijshervormingen af te wijzen. Omdat deze omslag in het begin van de jaren zeventig ook het
onderzoek voor een deel verlamde, heeft het geruime tijd
geduurd voordat een Nederlandse analogic van Jencks
studie verscheen. In 1978 concludeerden Dronkers en De
Jong dat de conclusies van Jencks niet eenvoudig gegeneraliseerd kunnen worden naar de Nederlandse samenleving 3). Kon Jencks 19% van de variantie in inkomen verklaren, Dronkers en De Jong kwamen tot 64%. Ook de totale directe en indirecte invloed van het behaalde onderwijsniveau op beroepspositie en inkomen lag voor Nederlandse mannen hoger dan voor Amerikaanse mannen.
De Leeuw merkt terecht op dat er veel methodologische
bezwaren ingebracht kunnen worden tegen het onderzoek
van Jencks en dat van Dronkers en De Jong, die de wetenschappelijke waarde dubieus maken 4). Jencks beantwoordde deze en andere kritiek door in 1979 Who gets
ahead? te publiceren, waarin betere gegevens en methoden gebruikt werden. In een terugblik op de studie in 1972
concludeerde hij dat de eerdere schattingen van effecten
en verklaarde varianties enigszins te laag waren.
Een Nederlands antwoord op de methodologische bezwaren tegen het onderzoek van Jencks en dat van Dronkers en De Jong werd door Dronkers en Bakker gegeven
5). Hoewel deze studie een beperkte generaliseerbaarheid had door het geringe aantal respondenten, conclu-
1184
deerden Dronkers en Bakker dat de samenhangen zoveel
hoger waren dan bij Jencks dat zijn conclusies voor Nederland niet geldig waren. Door deze hogere samenhangen
verklaarden Dronkers en Bakker aanzienlijk meer variantie in het gezinsinkomen (70% bij mannen). Dit vloeide
echter voort uit de toevoeging van kenmerken van de huwelijkspartner aan het analysemodel, zoals haar onderwijsniveau, het al dan niet werken door de partner en het
aantal uren datde partner werkte. Een belangrijke overweging om deze partnerkenmerken aan het analysemodel
toe te voegen was dat beide partners beroepsarbeid verrichten: de man bijna altijd buiten het gezin op basis van
een arbeidscontract of voor eigen rekening, de vrouw dikwijls uitsluitend binnen het gezin. Beiden verrichten echter beroepsarbeid nodig voor het verwerven van een gezinsinkomen 6).
Onlangs zijn er nieuwe longitudinale school- en be-
* De auteurs waren ten tijde van dit onderzoek werkzaam bij de Stichting Interuniversitair Instituut voor Sociaal-Wetenschappelijk Onderzoek. De eerstgenoemde is thans universitair hoofddocent in de onderwijssociologie aan de Katholieke Universiteit Brabant, de tweede
werkt thans op het CBS. Dit artikel is een samenvatting van een paper
gepresenteerd op het NSAV-jubileumcongres/Vlaams-Nederlandse
studiedagen voor sociologen en antropologen, 3 en 4 april 1986. Het
uitgebreide paper is te verkrijgen bij de Vakgroep Sociologie KBV,
Postbus 90153,5000 LE Tilburg. De auteurs danken Joop Hartog voor
de bereidwilligheid waarmee hij de gegevens ter beschikking stelde,
Gerard Pfann voor zijn hulp bij het wegwijs worden in het materiaal en
het SISWO-bestuur voor de computertijd.
1) C. Jencks e.a., Inequality, a reassessment of the effect of family
and schooling in America, New York, 1972, biz. 226.
2) Ch. Jencks e.a., Who gets ahead? The determinants of economic
success in America, New York, 1979.
3) J. Dronkers enU.de Jong, Jencks en Fagerlind op zijn Hollands een aanzet tot de studie van de relaties tussen milieu, intelligence, onderwijs, beroep en inkomen, Sociologische Gids, jg. 25, 1978, biz.
4-30.
4) J. de Leeuw, De politieke relevantie van correlaties, Sociologische
Gids, jg. 25, 1978, biz. 31-39.
5) J. Dronkers en B. Bakker, Leren maakt het leven rijker; ouderlijk
milieu, genoten onderwijs, de verdere levensloop en de hoogte van
het netto-gezinsinkomen, Intermediair, jg. 17,1981, nr. 19, biz. 57-65.
6) A. Oakley, Sociology of housework, Londen, 1970.
roepsloopbaangegevens beschikbaar gekomen die geschikt zijn voor een methodologisch meer verantwoorde
herhaling van Jencks: het z.g. Matthijssen-Sonnemansschort 7). In 1983 werden opnieuw de leerlingen ondervraagd die in 1952 de zesde klas van de lagere scholen in
Noord-Brabant bezochten en waarvan de gegevens eerder door Matthijssen en Sonnemans in hun studie waren
gebruikt 8). Over de leerlingen uit dit cohort, die in 1983
ruim 43jaaroud waren, is voldoende bekend om de studie
van Jencks en Dronkers en De Jong te herhalen en de aanvullingen van Dronkers en Bakker op hun waarde te
toetsen.
Het doel van dit artikel is tweeledig. Ten eerste worden
nieuwe berekeningen met het model van Jencks gepresenteerd, nu echter met betere gegevens. Ten tweede
worden de berekeningen herhaald met een uitbreiding van
dit basismodel met enkele gegevens omtrent het ouderlijk
milieu en de partner en haar werk, in de hoop op deze wijze
een vollediger beeld te krijgen van de inkomensverwerving van huishoudens.
De onderzoekspopulatie
Zoals vermeld, wordt in dit artikel het MatthijssenSonnemanscohort gebruikt. In 1952 werden bij 5.823 leerlingen uit de zesde klas van het gewoon lager onderwijs
schoolvorderingen- en intelligentietoetsen afgenomen,
terwijl de schoolhoofden informatie leverden over de
school en het ouderlijk milieu van de leerlingen. In de periode van 1957 tot 1959 werd bij twee subcategorieen een
vervolgonderzoek ingesteld onder leerlingen die hoger
dan gemiddeld scoorden op de gesommeerde schoolvorderingentoetsen, en zonen afkomstig uit boeren- en arbeidersmilieus. Van hen is informatie verzameld over de verdere schoolloopbaan en over enkele nog niet eerder vastgestelde kenmerken van het ouderlijk milieu. In 1983 is opnieuw een vervolgonderzoek uitgevoerd, onder de 82%
van de oorspronkelijke leerlingen waarvan het actuele
adres kon worden vastgesteld. In dit vervolgonderzoek
werden de school- en beroepsloopbaan, enige kenmerken
van de partner en het huidige inkomen vastgesteld.
Omdat uitsluitend bij de mannen, na een eerste schriftelijke benadering, een mondelinge na-enquete werd georganiseerd, is de response voor mannen aanzienlijk hoger
dan voor vrouwen. Dit was voor ons reden om de analyses
in deze fase van ons onderzoek te beperken tot de mannen. Omdat het analysemodel zou worden uitgebreid met
kenmerken van de partner, werden alleenstaanden niet in
dit onderzoek betrokken. Verder zijn uitsluitend die personen geselecteerd waarvan het onderwijsniveau van beide
ouders bekend was. Omdat deze categorie personen
enigszinsselectief was, zijn hun gegevens zodanig herwogen dat de oorspronkelijke verdeling binnen de mannelijke
populatie uit 1983 wat betreft het beroep van de vader en
de schoolprestaties van de zoon opnieuw aanwezig was
voorde mannelijke leerlingen, geboren rond 1940, in 1952
woonachtig in Noord-Brabant, voor zover zij op ongeveer
43-jarige leeftijd een partner hadden en in Nederland
woonden 9).
De verwerving van het gezinsinkomen
Het structurele model van Jencks en Dronkers en De
Jong is het uitgangspunt voor de analyses die in deze paragraaf worden gepresenteerd. In het model zijn de volgende kenmerken opgenomen: beroep van de vader, onderwijs van de vader, leerprestaties van de zoon op 11 – en
20-jarige leeftijd, onderwijsniveau van dezoon, beroepsniveau zoon en de natuurlijke logaritme van het netto gezinsinkomen van de zoon.
Ten opzichte van Jencks en Dronkers en De Jong zijn
drie wijzigingen in het model aangebracht. Ten eerste ontbreekt in de Noordbrabantse gegevens een leerprestatie-
ESB 3-12-1986
meting op 20-jarige leeftijd. Dit kenmerk is daarom uit het
modef verwijderd. Ten tweede is het ‘beroep vader’ niet
opgevat als een interval-variabele. Uit een test op lineariteit bleek dat dit kenmerk niet lineair samenhangt met de
overige in het model opgenomen kenmerken. Het is daarom als een dummy-variabele opgenomen, waarbij de categorie ‘vader hogere employes’ als referentiecategorie
dient. Ten derde is analoog aan Dronkers en Bakker het
gezinsinkomen in plaats van het individuele inkomen als
afhankelijke variabele opgenomen.
Met behulp van LISREL V is een model gevonden dat
goed bij de gegevens past (chi-kwadraat is 60 bij 11 vrijheidsgraden) 10). De bijbehorende parameters zijn weergegeven in tabel 1. In tabel 2 zijn de totale directe en indirecte effecten opgenomen zoals die uit tabel 1 kunnen
worden afgeleid. Ten einde deze resultaten in een breder
perspectief te plaatsen, zijn deze vergeleken met de oorspronkelijke analyse van Jencks, gebaseerd op de waargenomen correlaties voor blanke, niet-agrarische mannen
in de Verenigde Staten, en de resultaten van Dronkers en
De Jong voor Nederlandse mannen van 41 tot 50 jaar.
Onze resultaten met de Noordbrabantse data voor gehuwde mannen van ongeveer 43 jaar wijken sterk af van
die van Dronkers en De Jong. Zij vonden relatief sterke effecten op ‘beroepsniveau zoon’ en ‘gezinsinkomen’. Blijkbaar waren de correlaties die Dronkers en De Jong gebruikten niet allemaal correct. Gezien de dubieuze bronnen die zij gebruikten om hun correlatiematrix op te bouwen is dat niet verwonderlijk. Wel betekent dit dat het nu
gepubliceerde resultaat dat van Dronkers en De Jong ongeidig heeft gemaakt.
De resultaten van gehuwde Noordbrabantse mannen
van ongeveer 43 jaar wijken echter ook af van die van
Jencks. In plaats van slechts 19% van de variantie in inkomen te verklaren zoals Jencks deed, wordt in onze studie
30% van de variantie verklaard (echter met de logaritme
van gezinsinkomen in plaats van met de normale individuele inkomens). Andere verschillen tussen Jencks’ resultaat en dat van ons liggen bij de sterkere effecten van ‘leerprestaties van zoon’ en ‘onderwijsniveau vader’ op het latere gezinsinkomen.
Een andere conclusie die afwijkt van de eerdere studies
is dat de directe effecten van het beroepsniveau van de vader op de verschillende afhankelijke variabelen steeds
wisselend zijn toe te schrijven aan de effecten van bepaalde categorieen. Bij de leerprestaties van de zoon zijn het
vooral zonen van boeren of tuinders, van arbeiders en van
lagere employes die slechtere testscores behalen in vergelijking met zonen van de overige beroepscategorieen.
Zonen van arbeiders, van middenstanders, van lagere employes en van overigen halen lagere onderwijseindniveaus. Bij het beroepsniveau van de zoon halen alleen zonen van arbeiders een lager niveau dan de anderen. Bij
gezinsinkomen verwerven vooral zonen van arbeiders en
lagere employes minder gezinsinkomen. Hieruit blijkt duidelijk dat het beroepsniveau van de vader in de verschillende fase van de school- en beroepsloopbaan van de
zoon een verschillende betekenis heeft. Echter, ook blijkt
dat in alle fasen zonen van arbeiders een extra achterstand oplopen in vergelijking met zonen van alle andere
beroepsbeoef enaren.
De totale achterstand die zonen van die verschillende
beroepscategorieen in de verschillende fasen van hun
onderwijs- en beroepsloopbaan oplopen, blijkt het duidelijkst uit tabel 2, waarin de totale effecten van de onafhan7) M.A.J.M. Matthijssen en G.J.M. Sonnemans, Schoolkeuze en
schoolsucces bij vhmo en ulo in Noord Brabant, Zwijssen, Tilburg,
1983.
8) J. Hartog en K. Molenaar, Arbeidsmarkt en beloningsstructuur,
NPAO-publikatie nr. 13, ‘s-Gravenhage, 1983, biz. 31-39.
9) Zie voor verdere details J. Hartog en G. Pfann, Vervolgonderzoek
Noord-Brabantsezesde klassers, Amsterdam, 1985 en J. Dronkers en
B. Bakker, Milieu, onderwijs, huwelijk, beroep en gezinsinkomen; een
replicatie en uitbreiding, Paper NSAV-jubileumcongres/VlaamsNederlandse studiedagen, Amsterdam, 1986.
10) W. Saris en H. Stronkhorst, Causal modelling in nonexperimental
research; an introduction to the LISREL approach, Amsterdam, 1984.
1185
label 1. De gestandaardiseerde effecten in het basismodel ter verklaring van verschillen in gezinsinkomen van gehuwde mannen van ongeveer 43 jaar uit het Noordbrabantse cohort
Leerprestaties
zoon
Vader arbeider
Vader boer of tuinder
Vader overig
Vader middenstand
Vader lagere employe
Vader middelbaar employe
Onderwijsniveau vader
Leerprestaties zoon
Onderwijsniveau zoon
Beroepsniveau zoon
Verklaarde variantie
Onderwijsniveau
zoon
-0,21
-0,52
0,01
-0,32
-0,11
-0,13
0,01
-0,19
0,11
0,15
0,31
Beroepsniveau
zoon
Gezinsinkomen
zoon
-0,14
-0,12
-0,16
-0,12
-0,17
-0,15
-0,06
0,20
0,46
-0,06
-0,02
-0,05
-0,05
0,16
0,46
0,36
0,35
-0,05
-0,10
-0,13
0,00
0,17
0,19
0,30
0,30
Tabel 2. De totale gestandaardiseerde effecten in het basismodel ter verklaring van verschillen in gezinsinkomen
Leerprestaties
zoon
Vader arbeider
Vader boer of tuinder
Vader overig
Vader middenstand
Vader lagere employe
Vader middelbaar employe
Onderwijsniveau vader
Leerprestaties zoon
Onderwijsniveau zoon
Beroepsniveau zoon
Onderwijsniveau
zoon
Beroepsniveau
zoon
Gezinsinkomen
zoon
-0,21
-0,41
-0,37
-0,31
-0,52
0,01
0,01
-0,19
0,11
0,15
-0,35
-0,12
-0,16
-0,24
-0,01
6,27
0,46
-0,36
-0,11
-0,09
-0,19
-0,04
0,15
0,47
0,46
-0,33
-0,08
-0,13
-0,22
0,01
0,24
0,38
0,14
0,30
a) Totale effecten zijn de som van de directe effecten en de indirecte effecten. Het directe effect is het effect van een onafhankelijke variabele op een afhankelijke variabele,
gecontroleerd voor de schijnrelaties met een derde variabele (tabel 1). Het indirecte effect is het effect dat een onafhankelijke variabele via intermediaire variabelen op de afhankelijke variabele heeft. B.v. het Onderwijsniveau van de vader heeft via de intermediaire variabele leerprestaties zoon een indirect effect op het Onderwijsniveau van de
zoon (0,15 x 0,46 = 0,07). Het totale effect van de variabele Onderwijsniveau van de vader is de optelsom van dit indirecte effect en het directe effect (0,07 + 0,20 = 0,27). Zo
kan men voor alle onafhankelijke variabelen de totale effecten op de afhankelijke variabelen berekenen. Indien er geen intermediaire variabelen bestaan is het totale effect gelijk aan het directe effect.
kelijke variabelen op de afhankelijke zijn weergegeven.
Zonen van arbeiders en van boeren en tuinders lopen gedurende deze loopbaan langzamerhand de grootste achterstand op in vergelijking met zonen van vaders met hogere beroepen. Zonen van lagere employes hebben in het
begin ongeveer de helft van deze achterstand op zonen
van vaders uit de hogere beroepen, maar hun achterstand
in gezinsinkomen neemt nog verder toe. Zonen van middenstanders en van overige beroepsbeoefenaren hebben
ten opzichte van zonen van vaders met de hogere beroepen ongeveer een kwart van de maximale achterstand, terwijl zonen van middelbare employes nauwelijks enige achterstand oplopen. Deze directe en indirecte effecten van
het beroep van de vader laten derhalve duidelijk zien dat
de verschillen in ouderlijk milieu heel lang doorwerken in
de beroepsloopbaan van kinderen.
Uit tabel 1 blijkt ten slotte ook dat directe effecten van
het beroep van de vader op de latere beroepsloopbaan in
feite alleen bestaan bij zonen van arbeiders (zowel beroepsniveau als gezinsinkomen) en bij zonen van lagere
employes (gezinsinkomen). Het Onderwijsniveau van de
vader heeft daarentegen gedurende alle fasen van de beroepsloopbaan van de zoon een direct effect, dat bovendien nog groter is dan dat van zijn beroep. Dit suggereert
dat de onderwijsdimensie van het ouderlijk milieu bij de
overdracht van ongelijkheden tussen generaties belangrijker is dan de beroepsdimensie.
Kenmerken van de partner
Dronkers en Bakker toonden eerder aan dat het toevoegen van kenmerken van de partner in belangrijke mate bijdraagt aan de verklaring van verschillen in gezinsinkomen
11). Het simpele model dat in de vorige paragraaf werd gebruikt, wordt daarom overeenkomstig onze eerdere voorstellen uitgebreid met het Onderwijsniveau van de partner,
het al dan niet verrichten van betaalde beroepsarbeid en
het aantal uren dat de partner werkt. Daarnaast zijn meer
indicatoren voor het ouderlijk milieu opgenomen, omdat
dikwijls blijkt dat het beroep en het Onderwijsniveau van de
vader als enige indicatoren niet voldoen. Daarom zijn
naast het beroep van de vader ook het inkomen van de ouders en het Onderwijsniveau van de moeder opgenomen.
Zo kunnen twee dimensies in het ouderlijk milieu worden
onderscheiden: een economische dimensie gebaseerd op
het beroep van de vader en het inkomen van de ouders en
een culturele dimensie geindiceerd door het gevolgde onderwijs van de vader en de moeder. Met behulp van LISREL V is een model gevonden dat goed bij de gegevens
past (chi-kwadraat 143 bij 62 vrijheidsgraden). In tabel 3
zijn de resultaten van de parameterschattingen op basis
van dit model, en in tabel 4 de totale directe en indirecte effecten van de onafhankelijke op de afhankelijke variabelen
weergegeven.
Een aantal resultaten verkregen met dit uitgebreide model valt op in vergelijking met het beperkte model. De verklaarde variantie van de afhankelijke variabelen neemt,
ondanks de toevoeging van meer onafhankelijke variabelen, niet toe. Dit betekent dat door de toevoeging van deze
nieuwe variabelen geen geheel nieuwe ongelijkheidsbeVnvloedende factoren aan het simpeler model zijn toegevoegd. In het beste geval nuanceert en specificeert deze
toevoeging de reeds met het simpeler model gevonden relaties. Uitzondering is de verklaring van het gezinsinkomen. De toename in verklaarde variantie vloeit voort uit de
toevoeging van de variabele ‘het verrichten van betaalde
beroepsarbeid door partner’, een resultaat dat niet erg verbazingwekkend is.
Toch heeft de toevoeging van nieuwe onafhankelijke variabelen bepaalde veranderingen in de gestandaardiseerde effecten tot gevolg. Met name de directe en indirecte effecten van het beroepsniveau van de vader zijn drastisch
verminderd. Enerzijds is dit terug te voeren op de toevoeging van het Onderwijsniveau van de moeder en het inkomensniveau van de ouders. Deze verlagen het effect van
het beroepsniveau van de vader. Men ziet dit duidelijk bij
de leerprestaties en het Onderwijsniveau van de zoon. Anderzijds is de verkleining van het effect van het beroepsniveau van de vader toe te schrijven aan de toevoeging van
de kenmerken van de partner van de zoon. Het Onderwijsniveau van deze partner is, evenals het Onderwijsniveau
van de zoon, afhankelijk van het ouderlijk milieu van de
zoon, zowel wat betrefl de beroeps- als van de onderwijsdimensie. Deze partnervariabele lijkt vervolgens een aantal
van de ouderlijk-milieu-effecten (en met name die van de
beroepsdimensie) naar zich toe te trekken. De beroepsaspecten van het ouderlijk milieu hebben dus geen direct effect meer op de verdere beroepsloopbaan. De onderwijsdimensie van het ouderlijk milieu lijkt, ondanks de toevoeging van de kenmerken van de partner, wel zijn effecten te
behouden, zowel op de school- als op de beroepsloopbaan. Opnieuw is dit een onderstreping van het grotere belang van de onderwijsdimensie bij de overdracht van ongelijkheden tussen generaties in vergelijking met de beroepsdimensie van ouderlijke milieus.
Twee andere aspecten van het ouderlijk milieu zijn in dit
uitgebreide model van belang. Allereerst zijn de effecten
van het Onderwijsniveau van de moeder duidelijk aanwezig. De belangrijkste vinden wij in de onderwijsloopbaan
van de zoon en met name bij de leerprestaties. Het Onderwijsniveau van de moeder is van gelijk belang voor de
schoolloopbaan van de zoon als het Onderwijsniveau van
11) Dronkers en Bakker, Leren maakt het leven rijker, op.cit.
1186
label 3. De gestandaardiseerde effecten in het uitgebreide model ter verklaring van verschillen in gezinsinkomen van gehuwde mannen van ongeveer 43 jaar uit het Noordbrabantse cohort
Leerprestatie
zoon
Onderwijsniveau zoon
Vader arbeider
-0,16
Vader boer of tuinder
-0,47
0,03
0,05
-0,15
0,15
0,10
0,10
–
-0,24
-0,05
-0,10
-0,12
-0,10
-0,02
0,17
0,09
0,45
–
Vader overig
Vader middenstand
Vader lagere employe
Vader middelbaar employe
Onderwijsniveau vader
Onderwijsniveau moeder
Inkomensniveau ouders
Leerprestaties zoon
Onderwijsniveau zoon
Onderwijsniveau partner
Verrichten arbeid partner
Aantal uren arbeid partner
Beroepsniveau zoon
Onderwijsniveau partner
Verrichten
arbeid partner
Aantal uren
arbeid partner
Beroepsniveau
zoon
Gezinsinkomen
zoon
–
–
–
–
–
0,21
0,09
0,12
0,37
0,08
-0,08
0,16
0,13
-0,08
–
0,05
0,16
0,42
0,11
0.10
–
0,03
0,02
0,37
0,18
0,17
0,08
0,29
0,24
Gezinsinkomen zoon
Verklaarde variantie
0,32
0,36
0,35
0,37
label 4. De totale gestandaardiseerde effecten in het uitgebreide model ter verklaring van verschillen in gezinsinkomen a)
Leerprestatie
zoon
Vader arbeider
Vader boer of tuinder
Vader overig
Vader middenstand
Vader lagere employe
Vader middelbaar employe
Onderwijsniveau vader
Onderwijsniveau moeder
Inkomensniveau ouders
Leerprestaties zoon
Onderwijsniveau zoon
Onderwijsniveau partner
Onderwijsniveau zoon
Onderwijsniveau partner
-0,16
-0,47
0,03
0,05
-0,15
0,15
0,10
0,10
–
-0,13
-0,26
-0,09
-0,13
-0,15
-0,03
0,00
0,00
0,00
0,03
0,02
0,01
-0,10
-0,17
0,05
0,22
0,13
0,45
-0,03
-0,08
0,03
0,31
0,06
0,09
0,36
0,37
0,00
0,00
0,00
0,03
0,01
0,09
0,01
-0,02
0,16
0,01
0,01
0,00
-0,02
0,00
0,13
-0,05
-0,08
–
Verrichten arbeid partner
Aantal uren arbeid partner
Beroepsniveau zoon
Gezinsinkomen zoon
Verrichten
arbeid partner
Aantal uren
arbeid partner
Beroepsniveau
zoon
Gezinsinkomen
zoon
-0,17
-0,09
-0,15
-0,01
-0,01
-0,20
-0,04
-0,04
-0,10
0,05
0,14
0,08
0,07
0,48
0,45
0,12
0,10
–
-0,06
0,04
0,26
0,05
0,04
0,30
0,19
0,08
0,32
0,24
a) zie noot bij tabel 2.
de vader. Gedurende de beroepsloopbaan blijkt het Onderwijsniveau van de moeder niet langer van belang, terwijl
dat van de vader de partnerkeuze en het gezinsinkomen
van de zoon bei’nvloedt. Dit gevonden verschil tussen de
vaders en moeders kan veroorzaakt worden doordat gedurende de jaren veertig en vijftig de scheiding tussen de gezinssfeer(waarin de moeders domineerden) en de ‘publieke’ sfeer (waarin de vaders opereerden) nogal scherp was,
waarbij weinig grensoverschrijdingen werden toegestaan.
In een dergelijke situatie kan het eigen effect van kenmerken van de moeder op de loopbaan van de kinderen buiten
het gezin niet groot zijn. Dit kan wellicht in de huidige situatie anders zijn, waarbij de scheiding tussen beide sferen
minder scherp samenvalt met de posities van de vader en
de moeder. Ten tweede is het interessant op te merken dat
het inkomensniveau van de ouders niet van invloed is op
de schoolloopbaan, maar wel op de beroepsloopbaan van
de zoon en zijn partner. Dit suggereert dat in het algemeen
de inkomensverschillen niet via het onderwijs worden
doorgegeven aan de kinderen, maar uitsluitend daarna.
Ter nuancering van dit resultaat zij nog opgemerkt dat het
totale effect van het inkomensniveau van de ouders op het
gezinsinkomen van de zoon vele malen geringer is dan dat
van de leerprestaties van de zoon, het verrichten van betaalde beroepsarbeid door de partner, het Onderwijsniveau van de vader, het beroepsniveau van de zoon en het
Onderwijsniveau van de zoon. De middelen van het ouderlijk milieu worden weliswaar buiten het onderwijs om aan
een volgende generatie overgedragen, maar de betekenis
van het onderwijs blijkt belangrijker voor de hoogte van het
gezinsinkomen dan de financiele middelen van de ouders.
Het lijkt voor het eigen gezinsinkomen beter om hoog opgeleide dan rijke ouders te hebben.
ESB 3-12-1986
De toevoeging van kenmerken van de partner aan het
model legt ook enige nieuwe facetten bloot. Het blijkt dat
het Onderwijsniveau van de partner direct bijdraagt aan
het beroepsniveau van de man. Het Onderwijsniveau van
de partner draagt bovendien, via haar mogelijkheden om
op ongeveer 40-jarige leeftijd betaalde beroepsarbeid te
verrichten, ook nog bij aan het gezinsinkomen. Daarbij
moet echter worden aangetekend dat de veronderstelde
richting van het gevonden verband niet dwingend uit het
model voortvloeit. Het is zeer wel mogelijk dat het beroepsniveau van de man ook van invloed is op het Onderwijsniveau van diens partner door selectieve partnerkeuze. Hetzelfde geldt voor de richting van het veronderstelde effect
van het werken van de partner op het beroepsniveau van
de man. Deze alternatieven zijn mogelijk door de gebrekkige theoretische onderbouwing van het gebruikte model
en een gebrek aan variabelen om alternatieve redeneringen gelijktijdig te onderzoeken.
Op grand van onze resultaten kan wel de omvang van de
bijdrage van de kenmerken van de partner aan het
gezinsinkomen worden geschat, onafhankelijk van de
overige variabelen in het model. Indien een partner lager
beroepsonderwijs heeft gevolgd in plaats van alleen lager
onderwijs, is het gezinsinkomen f. 812 per jaar hoger. Bij
algemeen vormend onderwijs (eerste trap) is dit verschil
f. 1.645, bij middelbaar beroepsonderwijs f. 2.500, bij algemeen vormend onderwijs (tweede trap) f. 3.378, bij hoger
beroepsonderwijs is dit f. 4.278 en bij academisch onderwijs f. 5.202.
De totale effecten van het onderwijsniveau van de partner zijn ongeveer even groot als van de kenmerken ‘vader
arbeider’ en ‘vader boer of tuinder’ en zijn groter dan van
het inkomensniveau van de ouders. De selectieve partner-
1187
keuze (hier zichtbaar gemaakt met het onderwijsniveau en
de effected van het ouderlijk milieu daarop) draagt dus
minstens even sterk bij aan de overdracht van ongelijkheid
van de ene op de volgende generatie als het verschil in financiele armslag in het ouderlijk gezin of het beroepsniveau van de vader. Dit wijst erop dat de ongelijkheidsoverdracht langs moeilijk door het beleid te beinvloeden processen plaatsvindt.
Dit laatste wordt ondersteund door de resultaten uit de
laatste twee kolommen van label 4. De leerprestaties van
de zoon op 11-jarige leeftijd blijken op het werken van de
partner na het grootste effect te hebben op zijn beroepsniveau en gezinsinkomen op ongeveer 43-jarige leeftijd. Met
andere woorden: de verschillen die aan het eind van de lagere school aanwezig waren, blijken grote effecten op de
verdere levensloop te hebben. Dit effect is zelfs groter dan
dat van het bereikte onderwijs- en beroepsniveau. Het is
dus onjuist te suggereren dat deze verschillen in leerprestaties aan het eind van het lager onderwijs irrelevant
zijn voor de verdere levensloop of dat hun betekenis gemakkelijk gewijzigd kan worden door hervormingen in het
voortgezet of tertiair onderwijs. Tegelijkertijd laten onze resultaten zien dat leerprestatieverschillen in het lager onderwijs een potentieel veel vruchtbaarder terrein voor
bestrijding van ongelijke kansen is dan vele andere, waaraan evenwel meer aandacht wordt besteed (b.v. inkomensniveau van de ouders).
Ten slotte benadrukken de hier gepresenteerde resultaten nogmaals de niet te verwaarlozen rol die niet-economische factoren en processen spelen bij de verwerving van
het gezinsinkomen. Men kan met enige moeite volhouden
dat de variabelen ‘beroepsniveau zoon’, ‘verrichten betaalde beroepsarbeid door partner’, ‘onderwijsniveau
zoon’ en ‘leerprestaties zoon’ indicatoren zijn van
iemands vermogen om produktieve arbeid te verrichten en
dus middelen zijn om een hoog beroepsniveau en gezinsinkomen te verwerven. In dat geval moet men wel een
ruimhartige interpretatie aan de ‘human capital’-theorie
aanhouden. De variabelen onderwijsniveau van de partner, het onderwijsniveau van vader en het inkomensniveau van de ouders zijn echter zeker geen indicatoren
voor iemands vermogen tot het verrichten van produktieve
arbeid. Hun bijdragen aan het verwerven van een hoog beroepsniveau en gezinsinkomen wijzen dan ook veel meer
op het bestaan van niet-economische processen en markten, zoals een cultureel-kapitaalmarkt (gemdiceerd door
onderwijs), een huwelijksmarkt en de invloed van het huishouden als eenheid van sociaal handelen (inkomensniveau ouders en partnerkeuze).
Dit resultaat betekent echter niet dat de ‘human capital’theorie achterhaald zou zijn, zoals sommige onderwijssociologen weleens hebben beweerd 12). Hoogstens laat
ons resultaat zien dat deze theorie onvoldoende rekening
houdt met andere, niet-economische processen en factoren waardoor een samenhang ontstaat tussen ouderlijk
milieu, onderwijs, beroep en inkomen.
Conclusie
Uit dit onderzoek blijkt nogmaals duidelijk dat de kenmerken van de Amerikaanse samenleving zoals Jencks
dievond, niet gegeneraliseerd mogen worden. Inonzestudie verklaren ouderlijk milieu, leerprestaties, bereikt
onderwijs- en beroepsniveau ongeveer een derde van de
variantie in gezinsinkomen. Dat is ongeveer het dubbele
van Jencks’ resultaat. De herhaling van Dronkers en De
Jong is door deze analyse echter ook ongeldig geworden.
Het is duidelijk geworden dat de kwaliteit van de toen beschikbare gegevens slecht was, zodat zij tot gedeeltelijk
onjuiste resultaten kwamen. De uitbreiding van het basismodel met kenmerken van de partner en onderwijsniveau van de moeder en inkomen van de ouders leidden tot
een nadere specificatie van de ongelijkheidsoverdracht
tussen generaties.
Op goede empirische gronden kan men betogen dat on-
1188
gelijkheden tussen ouders en hun kinderen die veroorzaakt of manifest worden door het volgen van onderwijs,
de belangrijkste grondslag vormen voor ongelijke beroepsloopbanen en gezinsinkomens. De ongelijkheden
die doorgegeven worden, lijken derhalve meer gebaseerd
op onderwijskwalificaties als een moderne vorm van produktiemiddelen dan op de oude klasseverhoudingen, gebaseerd op financieel kapitaal en loonafhankelijkheid. Indien dit juist is moet de rol van het onderwijs voor de vormgeving van de moderne samenleving geherwaardeerd
worden. Het onderwijs is dan niet meer slechts een van de
maatschappelijke structuren die bijdragen aan de instandhouding of vermindering van de min of meer fundamentele
ongelijkheden die uit de tegenstelling tussen kapitaal en
arbeid voortvloeien. Het onderwijs is in dat geval uitgegroeid tot de schepper van een nieuwe fundamentele ongelijkheid, nl. de toegang tot de kwalificaties die het individu nodig heeft om zich in de samenleving te handhaven en
die een samenleving nodig heeft om internationaal bij te
blijven.
Hiermee is uiteraard niet gezegd dat alle ongelijkheid
door het onderwijs wordt bepaald. Allereerst blijkt uit het
nog grote onverklaarde deel van de variantie van de af hankelijke variabelen dat vele andere niet in de analyse betrokken processen en variabelen die niet direct met het onderwijs samenhangen, verantwoordelijk kunnen zijn voor
de bestaande verschillen in leerprestaties, onderwijsniveaus, partnerkenmerken, beroepsniveaus en gezinsinkomens. Ten tweede spelen in de overdracht van ongelijkheid diverse factoren en processen een rol die niet binnen
het onderwijs zijn gesitueerd. Zo is er de gezinssocialisatie, waarbij kenmerken van beide ouders een rol
spelen, en waarin de voorwaarden gecreeerd worden voor
het leveren van leerprestaties. Zo is er de selectieve partnerkeuze, die over het algemeen buiten het onderwijs
plaatsvindt, maar waarbij het onderwijs deel uitmaakt van
het kader waarbinnen men zijn partner vindt. Zo is er het
netwerk van relaties in allerlei maatschappelijke sectoren
die een familie op grond van haar sociale en culturele kapitaal (gemdiceerd door het onderwijsniveau van de ouders)
opbouwt en waarmee de beroepsloopbaan en het gezinsinkomen van de zoon beTnvloed kan worden. Al deze factoren en processen hangen dus wel samen met bepaalde
kenmerken van het onderwijs, maar spelen zich niet af binnen de muren van het schoolgebouw en zijn moeilijk bei’nvloedbaar door het beleid door middel van onderwijswetgeving.
Zo kunnen wij deze periode van onvoldoende gefundeerd publiek pessimisme over de mogelijkheden om via
het onderwijs ongelijke levenskansen te be’i’nvloeden, die
in 1972 begon met Jencks, afsluiten met een realistischer
en beter empirisch gefundeerd inzicht. Het onderwijs
speelt een belangrijke rol bij de overdracht van ongelijkheden van de ene generatie op de volgende; ja, misschien is
het zelfs het centrale mechanisme. Als dat zo is, kan een
succesvolle onderwijsvernieuwing een goed middel zijn
voor het bestrijden of het vergroten van ongelijke levenskansen. Deze onderwijsvernieuwing zou zich met name
moeten concentreren op het basisonderwijs, omdat een
belangrijk deel van de ongelijke levenskansen reeds op
12-jarige leeftijd lijkt vast te liggen.
Tegelijkertijd weten wij nu beter dan aan het begin van
deze pessimistische periode dat het nai’eve model van de
relaties tussen onderwijs, arbeid en ongelijke levenskansen, gebaseerd op een te simpele interpretatie van de ‘human capital’-theorie 13) en op een veronderstelde grote
stuurbaarheid van deze relaties via onderwijswetgeving,
onjuist is. Juist allerlei moeilijk manipuleerbare processen
zoals gezinssocialisatie, partnerkeuze en netwerken van
relaties spelen een rol bij het ontstaan van de relaties tussen onderwijs en levenskansen. Wij staan pas aan het be-
12) A. Wesselingh (red.), School en ongelijkheid, Nijmegen, 1979,
biz. 55.
13) J.J. van Hoof en J. Dronkers, Onderwijs en arbeidsmarkt, Deventer, 1980.