Waarom lageropgeleiden ongezonder eten

578Jaargang 100 (4719) 8 oktober 2015
Waarom lageropgeleiden ongezonder eten
ONDERWIJS & WETENSCHAP
I
n de afgelopen dertig jaar is het aandeel mensen
met overgewicht in Nederland sterk toegenomen.
Terwijl in de jaren tachtig ongeveer 27 procent
van de mensen overgewicht had, is dit opgelopen
tot bijna 44 procent in 2014 (CBS Statline). Het
aantal mensen met ernstig overgewicht is zelfs verdrievou –
digd, van vier naar twaalf procent, tussen 1981 en 2014.
Aangezien overgewicht wordt geassocieerd met verschil –
lende ziekten (voornamelijk diabetes, hart- en vaatziekten)
is dit niet alleen een individueel probleem, maar ook maat –
schappelijk relevant, gezien de hoge zorgkosten en het pro –
ductiviteitsverlies die met deze ziekten samenhangen. Hoewel overgewicht in alle lagen van de samenleving
is toegenomen, komt het vaker voor bij lageropgeleiden:
maar liefst 63 procent van de mensen met alleen basison –
derwijs lijdt aan overgewicht (waarvan 23 procent ernstig
overgewicht), tegen 40 procent van de mensen met een
universitaire opleiding (waarvan slechts 8 procent ernstig
overgewicht). Ondanks dat deze verschillen vaak gedocu –
menteerd zijn, is de reden van deze grote verschillen gro –
tendeels onbekend (Cutler en Lleras-Muney, 2010). Een deel van de toename in overgewicht is toe te
schrijven aan minder lichamelijke activiteit. Het grootste
deel komt echter voort uit het consumeren van meer en on –
gezonder voedsel (Bhattacharya et al. , 2014). In dit artikel
proberen we daarom verschillen in voedselkeuze te begrij –
pen tussen mensen van verschillende opleidingsniveaus. DISCRETE CHOICE EXPERIMENT
De methode die we toepassen is een zogenaamd Discrete
Choice Experiment (DCE). Respondenten van een Neder
–
lands internetpanel moeten hierbij keuzes maken tussen
twee hypothetische maaltijden die verschillen in smaak,
prijs, voorbereidingstijd en gezondheidseffecten. Door wil –
lekeurig gezondheidsinformatie over de keuzes aan sommi-
ge respondenten voor te leggen, maar niet aan andere, kan
deze experimentele opzet helpen om te begrijpen waarom
lageropgeleiden ongezonder eten: is het omdat ze minder
weten over gezond voedsel of omdat ze minder waarde toe –
kennen aan gezond voedsel?
Design
In ons Discrete Choice Experiment (DCE) leggen we
achttien keuzes voor aan elke respondent, waarbij in elke
keuzeset respondenten een keuze maken uit twee hypo –
thetische avondmaaltijden. We hebben gekozen voor een
avondmaaltijd omdat deze het hoogste percentage calo –
rieën (36 procent), vet (42 procent), zout (36 procent)
en vezels (36 procent) heeft in het dagelijkse Nederlandse
dieet (Van Rossum et al. , 2011). Een avondmaaltijd wordt
beschreven aan de hand van zes kenmerken (attributen), HALE KOÇ
Promovendus aan de
Erasmus Universiteit
Rotterdam
HANS VAN
KIPPERSLUIS
Universitair hoofd-
docent aan de
Erasmus Universiteit
Rotterdam en visi-
ting scholar aan de
Chinese University of
Hong Kong
Hogeropgeleiden eten gemiddeld gezonder dan lageropgeleiden.
Zowel gezondheidskennis als waardering zouden hieraan ten
grondslag kunnen liggen. Dit experiment laat zien dat begrijpelijke
gezondheidsinformatie de verschillen tussen opleidingsgroepen in –
significant maakt. Toch blijft er een verschil in waardering van ge –
zond voedsel tussen lageropgeleiden en hogeropgeleiden bestaan.
ESB Onderwijs & Wetenschap
Voorbeeld keuzeset scenario ITABEL 1
Welke van onderstaande maaltijden
zou u regelmatig
(minimaal twee keer per week) eten?
Maaltijd A Maaltijd B
Prijs Twee euroZes euro
Voorbereidingstijd Tien minutenDertig minuten
Smaak OKZeer goed
Calorieën 1400 kCal800 kCal
Verzadigd vet Tien gramDertig gram
Natrium 1200 mg900 mg
Neem aan dat alle andere kenmerken
van de maaltijden hetzelfde zijn.

Onderwijs & Wetenschap ESB
579Jaargang 100 (4719) 8 oktober 2015
waarbij elk kenmerk drie niveaus (levels) kan aannemen.
Een voorbeeld-keuzeset staat weergegeven in tabel 1. De zes kenmerken uit tabel 1 komen voort uit de eco –
nomische theorie en komen overeen met de belangrijkste
kenmerken uit de Food Choice Questionnaire van Steptoe et
al. (1995). Verder is er bewust voor gekozen om de maaltij –
den aan te duiden met ‘A’ en ‘B’, zodat respondenten geen
intrinsieke voorkeuren hebben voor bijvoorbeeld ‘pizza’ of
‘stamppot’. De achttien keuzesets zijn gekozen op basis van een zo –
genaamd efficiënt design. Het idee van een efficiënt design
is dat de meest informatieve keuzesets worden gekozen, zo –
dat een keuzeset waarbij de ene maaltijd goedkoper, sneller
klaar te maken, lekkerder en gezonder is, wordt vermeden
(Koç en Van Kippersluis, 2015).
Geleidelijk gezondheidsinformatie toevoegen
Mochten hogeropgeleide respondenten meer waarde
toekennen aan verzadigd vet of calorieën, dan kan er uit
bovenstaand scenario (vanaf hier scenario I) niet worden
afgeleid waarom hogeropgeleiden gezondere maaltijden
kiezen: is het omdat ze meer weten over de gevaren van
verzadigd vet of overconsumptie van calorieën, of omdat ze
simpelweg meer waarde toekennen aan hun gezondheid en
daarom gezondere producten kiezen? Daarom zijn er twee
extra scenario’s gegenereerd, waarin we stap voor stap meer
gezondheidsinformatie toevoegen. De keuzesets van scenario II zijn identiek aan die van
scenario I, met als enige verschil dat we respondenten extra
gezondheidsinformatie geven. In de introductietekst waar –
schuwen we respondenten voor de gezondheidseffecten (bij –
voorbeeld overconsumptie van natrium leidt tot een hoge
bloeddruk), en geven we de dagelijkse aanbevolen hoeveel –
heid (ADH) voor de drie kenmerken. Daarnaast worden res-
pondenten in elke keuzeset aan de ADH herinnerd. In scenario III maken we de gezondheidsinformatie
nog explicieter door de drie gezondheidskenmerken ver –
zadigd vet, calorieën en natrium te vervangen door ‘onge –
zond’, ‘neutraal’, of ‘gezond’. Een voorbeeld van de keuze in
scenario III wordt gegeven in tabel 2. Hoewel de keuze bij scenario III wellicht minder realis-
tisch is, zorgt deze er wel voor dat alle respondenten precies
op de hoogte zijn van het feit of de maaltijd gezond of onge –
zond is. Daarom kunnen de mogelijke verschillen tussen op -leidingsgroepen wat betreft de waarde die aan ‘gezondheids-
effecten’ wordt toegekend alleen worden toegeschreven aan
de verschillen in de waarde van gezondheid, en niet aan de
verschillen in informatie of kennis over gezondheid.
DATA EN EMPIRISCHE METHODOLOGIE
De DCE is geïmplementeerd in het LISS-internetpanel
(Longitudinal Internet Studies for the Social Sciences) van
CentERdata, Tilburg. De representatieve steekproef onder
4377 respondenten vond plaats in april 2014. Alle respon
–
denten zijn achttien jaar of ouder, aangezien jongere res-
pondenten waarschijnlijk niet zelf de keuze voor de avond –
maaltijd maken. De gemiddelde leeftijd in onze steekproef
is 51, met ongeveer evenveel mannen als vrouwen. We de –
finiëren lageropgeleiden (67 procent van de steekproef ) als
respondenten met ten hoogste een mbo-opleiding , en ho –
geropgeleiden (33 procent van de steekproef ) als respon –
denten met een hbo- of universitaire opleiding. Elke respondent is eerst willekeurig toegewezen aan
scenario I, II of III. Daarna zijn de achttien keuzesets in
willekeurige volgorde voorgeschoteld, met daarin ook een
willekeurige volgorde van de voedselkenmerken. De rando –
misatie van de respondenten is goed gelukt, aangezien we
geen significante verschillen vinden in persoonskenmerken
tussen de respondenten in de drie scenario’s. Voor elke respondent observeren we achttien binaire
keuzes tussen de twee maaltijden. Aangezien de kenmer –
ken van de maaltijden bekend zijn, kan er uit de keuzes
van de respondenten afgeleid worden hoe belangrijk ze de
verschillende maaltijdkenmerken vinden. We schatten een
zogenaamd panel mixed logit-model om het belang van de
maaltijdkenmerken te bepalen.
RESULTATEN
Tabel 3 geeft de gemiddelde marginale effecten van de maal –
tijdkenmerken in de drie scenario’s. Voor de overzichtelijk –
heid is er alleen een van de kenmerkniveaus opgenomen, en
de marginale effecten zijn altijd ten opzichte van het basisni-
veau (laagst mogelijke prijs, tijd, calorieën, et cetera). Tabel 3 laat zien dat als de prijs van een bepaalde maal –
tijd wordt verhoogd van twee naar tien euro, de kans dat die
maaltijd wordt gekozen met ongeveer 21 procentpunt (95
procent betrouwbaarheidsinterval 17–24 procentpunt) af-
neemt. Op dezelfde manier neemt de kans met 14 tot 18
procentpunt af zodra het aantal calorieën wordt verhoogd
van 800 naar 1400. Op basis van de tabel lijken prijs, smaak
en calorieën de belangrijkste voedselkenmerken, maar
men moet voorzichtig zijn met deze interpretatie omdat
de niveaus van de kenmerken moeilijk te vergelijken zijn
(bijvoorbeeld: de smaak varieert van ‘OK’ tot ‘Zeer goed’,
terwijl de prijs varieert van twee tot tien euro). Als we de verschillende kolommen vergelijken zien we
dat het belang van de gezondheidskenmerken groter is in
scenario II dan in scenario I. Dit duidt erop dat responden –
ten meer waarde toekennen aan gezondheidskenmerken van
voedsel zodra er hierover extra informatie beschikbaar komt.
Interessant is om te zien dat het belang van prijs en smaak
juist afneemt in scenario II. Dit duidt erop dat respondenten
bereid zijn om een iets duurdere of mindere lekkere maaltijd
te kiezen zodra het bekend wordt dat deze gezonder is.
Voorbeeld keuzeset scenario IIITABEL 2
Welke van onderstaande maaltijden zou u regelmatig
(minimaal twee keer per week) eten?
Maaltijd A Maaltijd B
Prijs Tien euroZes euro
Voorbereidingstijd Tien minutenVijftig minuten
Smaak Zeer goedZeer goed
Gezondheidseffect OngezondNeutraal
Neem aan dat alle andere kenmerken
van de maaltijden hetzelfde zijn.

ESB Onderwijs & Wetenschap
580Jaargang 100 (4719) 8 oktober 2015
-0 ,1 2
–
0 ,1 0
–
0 ,0 8
–
0 ,0 6
–
0 ,0 4
–
0 ,0 2
0
,0 0
Gem id de ld ma rg in aal ef fe ct
L agero pgele id enHo gero pgele id en
S
ce n ario I
( g een i n fo rm atie ) S
ce n ario I I
( g ezo nd heid sin fo rm atie )
Rol van informatie
Figuur 1 geeft de verschillen tussen opleidingsniveaus weer
aangaande hoeveel belang ze toekennen aan verzadigd vet.
De verschillen tussen hoger- en lageropgeleiden wat betreft
de kenmerken prijs, smaak en tijd veranderen nauwelijks
tussen scenario I en II. Hogeropgeleiden lijken in beide
scenario’s iets meer te geven om tijd en om smaak. In het
linkerdeel zijn de verschillen in scenario I (zonder gezond –
heidsinformatie) weergegeven, en in het rechterdeel staan
de verschillen in scenario II (met gezondheidsinformatie).
De staafjes zijn de marginale effecten ten opzichte van de
basiscategorie; dus een waarde van –0,10 voor verzadigd
vet 30 gram betekent dat respondenten een gemiddeld tien
procentpunt lagere kans hebben om een maaltijd te kiezen met 30 gram verzadigd vet ten opzichte van 10 gram (de
basiscategorie).
Zonder gezondheidsinformatie (linkerdeel) zien we
dat hogeropgeleiden meer waarde toekennen dan lagerop –
geleiden aan het verzadigd vet van een maaltijd. De ver –
schillen zijn statistisch significant op vijf procent. De experimentele opzet laat toe om te onderzoeken
in hoeverre deze verschillen voortkomen uit verschillen
in gezondheidsinformatie. Het rechterdeel van figuur 1
laat zien dat, bij het geven van gezondheidsinformatie, alle
verschillen tussen opleidingsgroepen statistisch insignifi-
cant worden. De hogeropgeleiden veranderen hun keuzes
nauwelijks (vergelijk linkerdeel en rechterdeel voor hoge –
ropgeleiden). De lageropgeleiden echter kennen in scenario
II ineens veel meer waarde toe aan verzadigd vet. We vin –
den een vergelijkbaar patroon voor calorieën en natrium.
Dit duidt erop dat lageropgeleiden het sterkst reageren op
gezondheidsinformatie, en dat de verschillen tussen oplei-
dingsgroepen afnemen en insignificant worden zodra extra
gezondheidsinformatie wordt verstrekt. De laatste analyse kijkt naar verschillen tussen op –
leidingsniveaus in scenario III. Als deze waarde van ge –
zondheid als afhankelijke variabele wordt genomen in
een regressie op opleidingsniveau, met een standaardset
controlevariabelen zoals leeftijd en geslacht, zien we dat
hogeropgeleiden een hogere waarde toekennen aan hun
gezondheid. Dit suggereert dat zelfs conditioneel op de
meest expliciete gezondheidsinformatie op voedsel, hoge –
ropgeleiden nog steeds een hogere waarde toekennen aan
hun gezondheid.
GEVOELIGHEIDSANALYSES
Een belangrijke vraag die je kunt stellen bij voorgaande ana –
lyses is: in hoeverre zijn de keuzes die respondenten maken
met het oog op deze hypothetische maaltijden representa –
tief voor hun echte keuzes? Om dit te onderzoeken hebben
we in een extra wave (in mei 2014) dezelfde respondenten
gevraagd naar de frequentie waarmee ze bepaalde voed –
selcategorieën consumeren, zoals groente, fruit, snacks en
frisdrank. Het blijkt dat de hypothetische keuzes van res-
pondenten betrouwbaar zijn en sterk samenhangen met de
maaltijdkeuzes die mensen in de praktijk maken: respon –
denten die een hoge waarde toekennen aan het maaltijd –
kenmerk ‘gezond’, eten vaker groente en fruit, en drinken
minder vaak frisdrank. Een andere vraag die je kunt stellen bij de analyse is:
in hoeverre reageren respondenten echt op de gezond –
heidsinformatie die wordt verstrekt bij elke keuze, en is het
niet gewoon een priming effect, waarbij de aandacht op de
gezondheidsconsequenties wordt gevestigd? Om dit te on –
derzoeken hebben we een extra DCE opgesteld onder 892
respondenten uit de VS, met behulp van Amazon Mecha-
nical Turk (MTurk). Deze DCE heeft ook drie scenario’s,
waarbij de eerste twee identiek zijn aan de DCE uit het
LISS-panel: de eerste zonder informatie, de tweede met ge –
zondheidsinformatie. In een derde scenario leggen we weer
precies dezelfde keuzes voor aan respondenten als in scena –
rio I en II, maar hier voegen we de zin toe: “Als u tien mi-
nuten spendeert aan het bereiden van deze maaltijd, kunt u
tien minuten niets anders doen.” Het idee van deze nutte –
Kans op keuze voor productkenmerk ten
opzichte van referentiecatergorie TABEL 3
Productkenmerk
(referentiecategorie)Scenario IScenario IIScenario III
Prijs tien euro (twee euro) –0,2065***
–0,1703***–0,2365***
Tijd vijftig minuten (tien
minuten) –0,0897***
–0,0860*** –0,1398***
Smaak zeer goed (OK) 0,1718***
0,1323*** 0,1251***
Calorieën 1400 kCal (800
kCal) –0,1564***
–0,1851***
Verzadigd vet dertig gram
(tien gram) –0,0790***
–0,0985***
Natrium 1500 mg (900 mg) –0,1126**
–0,1524***
Gezond (ongezond) 0,4541***
*** Significant op eenprocentsniveau
Kans op keuze voor maaltijd met
dertig gram vet ten opzichte van de
referentie
categorie met tien gram vetFIGUUR 1

Onderwijs & Wetenschap ESB
581Jaargang 100 (4719) 8 oktober 2015
loze informatie is om de aandacht te vestigen (priming ) op
het tijdskenmerk van de maaltijd. Uit de resultaten blijkt
dat de gezondheidsinformatie (scenario II) wederom een
sterk effect heeft op de keuzes van mensen, maar dat de zin
over tijd (scenario III) geen effect heeft op de keuzes van
mensen. Dit suggereert dat het daadwerkelijk de gezond-
heidsinformatie is en niet een priming effect die de keuzes
van respondenten doet veranderen.
CONCLUSIE EN IMPLICATIES
Op basis van de onderzoeksresultaten zijn twee belangrijke
boodschappen te geven. Allereerst: een groot deel van de
verschillen in de consumptie van ongezond voedsel tus-
sen hoger- en lageropgeleiden komt voort uit verschillen
in gezondheidsinformatie. Hogeropgeleiden hebben meer
kennis over de negatieve gezondheidseffecten van te veel
zout, vet en calorieën, en als gevolg hiervan kiezen ze vaker
voor een gezondere (avond)maaltijd. Ten tweede: zelfs als
mensen exact weten welke maaltijden gezond zijn en welke
ongezond, en conditioneel op de prijs, tijd en smaak van
een maaltijd, dan nog zullen lageropgeleiden vaker voor
een ongezonde maaltijd kiezen. Met andere woorden, la –
geropgeleiden hechten simpelweg minder waarde aan een
gezonde maaltijd. Een aantal nuances is op zijn plaats. Ten eerste, deze
studie meet niet het causale effect van opleidingsniveau
op maaltijdkeuze. De verschillen tussen opleidingsniveaus
zullen waarschijnlijk ook verschillen reflecteren in bijvoor –
beeld inkomen, intelligentie en persoonlijkheid (Bijwaard
et al. , 2013). We schatten wel het causale effect van gezond –
heidsinformatie op de maaltijdkeuze van respondenten
en de verschillen naar opleidingsniveau hierbij. Dit is een
belangrijke input in beleidsdiscussies om gezond eten te
stimuleren en om ongelijkheden in gezondheid naar oplei-
dingsniveau terug te dringen. Ten tweede, de resultaten zijn mogelijk afhankelijk
van de setting. Voor fast-food-aankopen en snacks spelen
impulsen en trek een belangrijke rol. Om deze reden is
een avondmaaltijd als keuze genomen, met het idee dat de
tijdspanne tussen het kiezen en consumeren van de avond –
maaltijd langer is dan bij de gemiddelde snack. Hierdoor is
de rationele keuze die we veronderstellen beter te verdedi-
gen, maar kunnen de resultaten mogelijk anders zijn in een
andere setting. Ten slotte zijn kennis van gezondheid en de waarde die
mensen aan een maaltijd toekennen niet de enige mogelijke
redenen voor verschillen tussen opleidingsgroepen. Hoe –
wel er in de analyse voor prijs is gecorrigeerd, is er in het
design geen rekening gehouden met een mogelijke correla –
tie tussen prijs en gezondheid. In de praktijk zijn gezonde
maaltijden vaak duurder, en dit speelt mogelijk ook een rol
in de verschillen tussen hoger- en lageropgeleiden. De implicaties van onze resultaten zijn drievoudig.
Ten eerste kunnen onze resultaten gebruikt worden om
te extrapoleren hoe beleid lageropgeleiden kan stimuleren
om gezonder te eten. Een interessante berekening is om te
kijken wat de belasting zou moeten zijn op een ongezonde,
lekkere en snelle maaltijd, opdat respondenten zouden
switchen naar een gezonde maaltijd die minder lekker is en
langer duurt om te bereiden. Onze berekeningen geven aan dat de prijs van de ongezonde maaltijd zou moeten stijgen
van twee euro naar zes euro: een verdrievoudiging van de
prijs en een extra belasting van maar liefst tweehonderd
procent. Dit impliceert dat de belastingen onredelijk groot
zouden moeten zijn om dit doel te bewerkstelligen, en het
suggereert dat politiek haalbare belastingen op ongezond
voedsel geen groot effect zullen hebben.
Ten tweede impliceren onze resultaten dat extra ge –
zondheidsinformatie de keuzes van respondenten wel sterk
beïnvloedt. Dit is in lijn met de studies van Downs et al.
(2009), Wisdom et al. (2010) en Bollinger et al. (2011), die
vonden dat expliciete informatie over calorieën het aantal
geconsumeerde calorieën deed afnemen. Onze resultaten
suggereren dat eenzelfde effect kan optreden voor verza –
digd vet en natrium. Het gebrek aan informatie over de
gezondheidsconsequenties van bepaalde voedselkenmer –
ken, in combinatie met de grote maatschappelijke kosten
van overgewicht, zouden een reden kunnen zijn voor beleid
waarbij de gezondheidsinformatie op voedsel makkelijker
en explicieter wordt gemaakt. Een derde implicatie is dat zelfs met de meest expli-
ciete gezondheidsinformatie (respondenten weten precies
welke maaltijd gezond is en welke ongezond), lageropgelei-
den nog steeds vaker voor een ongezonde maaltijd kiezen.
Hoewel deze keuzes natuurlijk onder bepaalde beperkin –
gen (in termen van budget en tijd) worden gemaakt, zijn
deze keuzes vanuit het individu wel optimaal. Voor deze
resterende verschillen is beleidsinterventie dan ook waar –
schijnlijk niet succesvol en kan het zelfs het individueel
welzijn verminderen.
LITERATUUR
Bhattacharya, J., T. Hyde en P. Tu (2014) Health Economics. Londen: Palgrave Macmillan.
Bijwaard, G., H. van Kippersluis en J. Veenman (2013) De invloed van opleiding en intelligen-
tie op gezondheid. ESB, 98(4659), 280–283.
Bollinger, B., P. Leslie en A. Sorensen (2011) Calorie posting in chain restaurants. American
Economic Journal: Economic Policy , 3(1), 91–128.
Cutler, D.M. en A. Lleras-Muney (2010) Understanding differences in health behaviors by
education. Journal of Health Economics, 29(1), 1–28.
Downs, J.S., G. Loewenstein en J. Wisdom (2009) Strategies for promoting healthier food
choices. The American Economic Review, 99(2), 159–164.
Koç, H. en H. van Kippersluis (2015) Thought for food: understandin
g educational disparities
in food consumption. Tinbergen Institute Discussion Paper , 15(034).
Rossum, C.T.M. van, H.P. Fransen, J. Verkaik-Kloosterman, E.J.M Buurma-Rethans en M.C.
Ocké (2011) Dutch national food consumption survey 2007–2010: diet of children and adults aged 7
to 69 years. Bilthoven: RIVM.
Steptoe, A., T.M. Pollard en J. Wardle (1995) Development of a measure of the motives un-
derlying the selection of food: the food choice questionnaire. Appetite, 25(3), 267–284.
Wisdom, J., J.S. Downs en G. Loewenstein (2010) Promoting healthy choices: information
versus convenience. American Economic Journal: Applied Economics , 2(2), 164–178.