Wijkenaanpak en stijgende armoede- kans tijdens de economische crisis

372Jaargang 101 (4735) 26 mei 2016
Wijkenaanpak en stijgende armoedekans tijdens de economische crisis
ARBEIDSMARKT
N
a jaren van daling begon in 2009 het per –
centage weer op te lopen van personen
die deel uitmaken van een huishouden
met een inkomen onder de lage-inko –
mensgrens in Nederland. Een persoon
met een inkomen onder deze grens loopt risico op armoede
(kader 1). Het aandeel steeg van 6,7 procent in 2008 naar
8,1 procent in 2012, en vervolgens naar 9,0 procent in 2013
en 9,2 procent in 2014. De eind 2008 inzettende economi-
sche crisis – met de daaropvolgende krimp, toenemende
werkloosheid en dalende koopkracht – ging aldus gepaard
met een toenemende armoedeproblematiek.
ACHTERSTAND EN BELEIDSINSPANNINGEN
In Nederland is de armoedeproblematiek van oudsher het
grootst in de grotere steden, en daar met name geconcen –
treerd in de wijken met een oververtegenwoordiging van
risicogroepen, veelal bestaande uit mensen met een lage
opleiding , bijstandontvangers, eenoudergezinnen en niet-
westerse allochtonen (CBS, 2015). Zo liggen de veertig
wijken met de ernstigste achterstandsproblematiek in acht –
tien grote steden, en bedroeg het aandeel personen met ar –
moederisico daar in 2009 17,6 procent. Op deze wijken richtte zich het Actieplan Krachtwijken
van de toenmalige minister Vogelaar (VROM, 2007). Dit
actieplan besteedde in totaal vijf miljard euro aan het verklei-
nen van de problemen op de terreinen wonen, werken, leren,
integratie en veiligheid (Tweede Kamer, 2011). Diverse
maatregelen, zoals het begeleiden van bewoners bij het vin –
den van betaald werk en het afbouwen van schulden, waren
daarbij indirect gericht op vermindering van de armoede- en
schuldenproblematiek. Hoewel in de aandachtswijken het
percentage personen met een laag inkomen opliep – van
17,6 procent in 2009 naar 21,7 procent in 2012 (zie figuur
1) – was de relatieve stijging van het aantal personen met een
laag inkomen 22,7 procent lager dan die in de vergelijkbare
controlewijken. In de controlewijken stegen de lage inko –
mens van 12,0 naar 15,0 procent en bedroeg de relatieve stij –
ging 25,0 procent. Kader 2 behandelt deze controlewijken.
Was de wijkenaanpak van minister Vogelaar ondanks de cri-
KOOS ARTS
Statistisch onderzoe-
ker bij het Centraal
Bureau voor de
Statistiek
DANIËLLE
OTTEN
Student aan de Rad –
boud Universiteit
Nijmegen
MARIËL
DROOMERS
Epidemioloog aan
de Universiteit van
Amsterdam
FERDY OTTEN
Senior statistisch
onderzoeker bij het
Centraal Bureau
voor de Statistiek
Met de economische crisis liep het armoederisico in heel Nederland
weer op. Dit doorkruiste de begin 2008 door Minister Vogelaar op –
gestarte aanpak van aandachtswijken. Toch steeg het risico in de aan –
dachtswijken relatief minder hard dan in vergelijkbare controlewij –
ken. Wordt er rekening gehouden met in- en uitstroom dan geldt voor
personen die van meet af aan in een aandachtswijk woonden evenwel
het omgekeerde: bij hen steeg het aandeel met een laag inkomen tus-
sen 2007 en 2012 harder dan bij de ’blijvers’ in een controlewijk.
ESB Arbeidsmarkt
De lage-inkomensgrens en het
armoederisicoKADER 1
Het Centraal Bureau voor de Statistiek beschrijft het risico
op (inkomens)armoede van een huishouden met behulp
van de lage-inkomensgrens. Personen lopen risico op
armoede als ze deel uitmaken van een huishouden met
een inkomen onder de lage-inkomensgrens. Deze grens
weerspiegelt een vast koopkrachtbedrag in de tijd. Dit is
afgeleid van het bijstandsniveau voor een alleenstaande
in 1979, toen dit in koopkracht het hoogst was. De lage-
inkomensgrens wordt voor de prijsontwikkeling geïn-
dexeerd en bedroeg voor een eenpersoonshuishouden in
prijzen van 2012 990 euro per maand. Voor meerpersoons-
huishoudens is deze grens hoger en afhankelijk van de
omvang en samenstelling van het huishouden.

Arbeidsmarkt ESB
373Jaargang 101 (4735) 26 mei 2016
05
1
0
1
5
20 25
In procenten
2007 2008 2009 2010 2011 2012
To ta le b evo lk in gTo ta le b evo lk in g m in us a andach ts w ijk enAa ndach ts w ijk enCo ntro le w ijk en in z e lf d e g em een te
sis dus succesvol? De effectiviteit van deze aanpak is eerder
op verschillende manieren kwantitatief onderzocht, varië –
rend van de monitortabellen van het CBS voor de periode
2005–2013 van de afzonderlijke wijken op Statline (CBS,
2016) tot de effectevaluaties op het vlak van wonen, werken
en veiligheid door het SCP (Permentier et al. , 2013), en de
trendanalyses op het vlak van volksgezondheid en leefstij –
len in het kader van het URBAN-40-onderzoek (Stronks et
al. , 2014). Uit de studie van het SCP kwam naar voren dat
in 2009 en 2010 de interventies voor de aandachtswijken
geen inkomensverbetering of sociale stijging ten opzichte
van vergelijkbare andere wijken hebben opgeleverd. Ook
op het vlak van wonen, werken en veiligheid werd er geen
vooruitgang geconstateerd ten opzichte van andere wijken.
De trendanalyses op reeksen cross-sectionele steekproefge –
gevens in het kader van URBAN-40 tot en met 2011 wijzen
wel op relatief kleine verbeteringen wat betreft een aantal
gezondheidskenmerken van bewoners in aandachtswijken.
Dus het is mogelijk dat de gebiedsgerichte interventies pas
na langere tijd invloed hebben en dat statistische evaluaties
met langere datareeksen wel resultaten zullen laten zien
(Stronks et al., 2014).
In die context is hier via een quasi-experimentele op –
zet onderzocht of de begin 2008 in de aandachtswijken
geïmplementeerde interventies voor de verbetering van de
leefsituatie ook een positieve invloed hebben gehad op de
ontwikkeling van de armoedeproblematiek aldaar. De in –
terventies in de aandachtswijken zijn daarbij opgevat als
een natuurlijk experiment. Door de persoonsgegevens in deze wijken wat betreft zowel een voormeting (2007) als
een nameting (2012) te vergelijken met dergelijke gegevens
in een set van overeenkomstige controlewijken is het mo
–
gelijk de interventie-effecten goed in te schatten. Daarbij is
gebruikgemaakt van de integrale CBS-gegevens over inko –
men en demografische kenmerken.
Bron: CBS
Ontwikkeling van armoederisico, 2007-2012FIGUUR 1
Constructie van de controlegroepKADER 2
Een experimentele studie naar de effecten van een maatregel om de
armoedekans te beperken, vergelijkt idealiter de armoedekans bij per-
sonen uit een meting voor en na de interventie, waarbij de personen op
basis van het toeval aan hetzij de experiment, hetzij de controlegroep
worden toegewezen. De toewijzing volgens het toeval zou dan bij bena-
dering een vergelijkbare demografische en sociaal-economische samen-
stelling van zowel de experiment- als de controlegroep garanderen. In
dat geval kan men dan een verschil tussen beide groepen in de periode
tussen de voor- en nameting aan de toegepaste interventies op de expe-
rimentgroep toeschrijven.
De gekozen veertig aandachtswijken zijn evenwel niet volgens het toe-
val geselecteerd maar gericht gekozen, omdat in deze wijken de achter-
standen het ernstigst waren op basis van de laagste gemiddelde scores
op vierpositie-postcodeniveau van onder meer het besteedbaar inko-
men, het percentage laagopgeleiden, bijstandontvangers, eenouderge-
zinnen, verdachten van criminaliteit en het bouwjaar van de woning. Om
toch te komen tot een vergelijkbare groep controlewijken is er gebruik-
gemaakt van de uitkomsten van propensity score matching in het URBAN-
40-onderzoek van Droomers et al. (2016). Daarbij is op wijkniveau eerst
aan de hand van gegevens uit verschillende databronnen voor iedere
wijk in Nederland de kans berekend dat het een aandachtswijk is. Dit is

de propensity score. De wijken met de tien procent hoogste propensity sco-
res – die geen aandachtswijken zijn en die bovendien ook niet in dezelfde
steden liggen als de aandachtswijken – werden vervolgens als contro-
lewijken genomen. De bewoners van de hiermee geselecteerde contro-
lewijken zijn op het vlak van sociaal-economische status, leefbaarheid, woonkwaliteit, gezondheid en leefstijlen goed vergelijkbaar met die van

de aandachtswijken (Droomers et al., 2016) .
Over de jaren heen lag het niveau van de armoede
risico’s in de contro-
lewijken wel lager dan in de aandachtswijken. Dat geeft aan dat, anders
dan voor de meeste leefsituatie-indicatoren, de methodiek van propensi-
ty score matching op het vlak van armoederisico’s niet geresulteerd heeft
in exact vergelijkbare controlewijken. Op zich is dat overkomelijk omdat
niet de vergelijking van armoedeniveaus tussen beide typen wijken on-
derwerp van analyse is, maar juist het verschil in de ontwikkeling van
de armoedeproblematiek tussen de twee typen wijken. Wel is het van
belang om ter verdere verbetering van de vergelijkbaarheid in de ana-
lyses op persoonsniveau zo veel mogelijk te corrigeren voor eventuele
verschillen in de bewonerssamenstelling van beide groepen wijken. In
de analyses is daarom steeds gecorrigeerd voor leeftijd, geslacht, her-
komstgroepering en huishoudenssamenstelling.
Tot slot is als extra controle gestart met een multiniveau-logistische
regressieanalyse waarin variatie tussen de wijken is toegestaan. Als er
specifieke combinaties van afzonderlijke aandachts- en controlewijken
zijn die een relevante rol spelen in de ontwikkeling van de armoedepro-
blematiek, zoals bijvoorbeeld de provincie waarin de wijk ligt, dan ko-
men deze hierin naar voren. De multiniveau-analyses toonden steeds
extreem lage varianties tussen de afzonderlijke wijken. Dat geeft aan
dat er volstaan kan worden met analyses op persoonsniveau. Omdat de
analyses op integrale gegevens zijn uitgevoerd, zijn de hieruit voortko-
mende parameters gelijk aan de verwachte populatiewaarden, en zijn
toevalsfluctuaties niet van toepassing.

ESB Arbeidsmarkt
374Jaargang 101 (4735) 26 mei 2016
Controle-
wijk
Aandachts-
wijk
Andere wijkenAndere wijken
Controle- en aandachts wijken
2,08 miljoen
Controle-
wijk
Aandachts-
wijk
Andere wijk
Geboorte en
immigratieSterfte en
emigratie
Analysekader
Overzicht
2007 2007
2012 2012
156
0964
494
5023 0270
190
84
49
180
290
Controle- en
aandachts wijken
2,01 miljoen
CROSS-SECTIONELE ANALYSE
Om het effect van de interventies vast te leggen, is het ver –
schil in armoederisico tussen het jaar vóór de invoering van
de wijkenaanpak (2007) en het jaar na de stopzetting ervan
(2012) zowel cross-sectioneel als longitudinaal geanalyseerd.
In de cross-sectionele benadering blijft de demografische dy –
namiek tussen 2007 en 2012 buiten beschouwing. Figuur 2
geeft deze weer. De al dan niet lage inkomens van personen
uit 2007 en uit 2012 zijn in één afhankelijke variabele onder
elkaar gezet (4,09 miljoen personen) en vervolgens is met
een logistische regressie de kans op een laag inkomen gere –
gresseerd op de interactie tussen het type wijk (aandachts-
wijk of controlewijk) en het onderzoeksjaar (2007 of 2012),
en op de hieronder genoemde controlevariabelen. logit
P(Arm ) = β0 + β1 × Wijk + β2 × Jaar + β3
× Wijk × Jaar + β
kXk (1)
In (1) geeft de dummy Wijk het contrast weer tussen
de bewoners van een aandachtswijk en die van een con –
trolewijk, en de dummy Jaar het contrast tussen 2012 en
2007. X
k bevat dummy’s voor leeftijd, geslacht, herkomst en
huishoudenssamenstelling in 2007. Volgens de aldus uitge –
voerde analyse is in de aandachtswijken het risico op een
laag inkomen in 2012 1,16 keer zo groot als in 2007, en
daarmee dus licht gunstiger dan in de controlewijken waar
dat risico 1,22 keer zo groot was.
LONGITUDINALE ANALYSE
In de longitudinale aanpak is er rekening gehouden met de
demografische dynamiek. Wel bleef de analyse beperkt tot
alleen de personen die in 2007 in een aandachtswijk of con –
trolewijk woonden, en niet gedurende 2007 en 2012 waren
geëmigreerd of overleden. Van de betrokken 1,83 miljoen
personen waren er 1,56 miljoen ook in 2012 woonachtig
in een aandachts- of controlewijk en waren er 0,27 miljoen
naar andere wijken verhuisd. Bij de longitudinale analyse
gaat het om vergelijkingen van de inkomensarmoede-ont –
wikkeling binnen de mogelijke transities tussen de wijken
in de periode 2007–2012. Daarvoor wordt de logit van de
kans op een laag inkomen in 2012 geregresseerd op het al
dan niet hebben van een laag inkomen in 2007 en de inter –
actie tussen type wijk in 2007 (aandachtswijk of controle –
wijk) en type wijk in 2012 (aandachtswijk, controlewijk of
andere wijk), alsmede op de eerder genoemde controlevari-
abelen (metingen van 2007).
logit P(Arm2012) = β
0 + β1 × Arm2007 + β2 ×
Wijk2007 + β
3,4 × Wijk2012 + β5,6 × Wijk2007 ×
Wijk2012 + β
kXk (2)

In (2) geeft de dummy Arm2007 het contrast weer tus-
sen bewoners met een laag inkomen in 2007 en bewoners
met een hoger inkomen in 2007; de dummy Wijk2007
duidt het contrast aan tussen het wonen in een aandachts-
wijk en het wonen in een controlewijk in 2007, en de twee
dummy’s Wijk2012 geven het contrast tussen het wonen
in een aandachtswijk en een andere wijk ten opzichte van
een controlewijk in 2012. X
k bevat dummy’s voor leeftijd,
geslacht, herkomst en huishoudenssamenstelling in 2007. De uitkomsten van de longitudinale analyse in tabel 1
laten een ander beeld zien dan die van de cross-sectionele
aanpak. De verhouding tussen armen en niet-armen in
2012 was bij de personen die zowel in 2007 als in 2012
in een aandachtswijk leefden iets groter (veertien procent’
dan bij de ‘blijvers’ in de controlewijken. Dat betekent dat
de armoedeproblematiek bij de blijvers in een aandachts-
wijk naar verhouding iets sterker is toegenomen dan bij de
blijvers in een controlewijk. Ook de verhuizing vanuit een aandachtswijk naar een
controlewijk of omgekeerd pakte naar verhouding ongun –
stiger uit. Deze ‘verhuizers’ werden gedurende de crisis in
nog iets sterkere mate geconfronteerd met stijgende inko –
mensarmoede dan de personen die in beide jaren hetzij
in controlewijken, hetzij in aandachtswijken woonden.
Bron: CBS
Ontwikkeling armoederisico tussen 2007 en 2012TABEL 1
odds ratio
Cross-sectionele analyse Controlewijk 1,22(2012 t.o.v. 2007)
Aandachtswijk 1,16(2012 t.o.v. 2007)
Longitudinale analyse van … wijk in 2007 naar … wijk in 2012
controle controle 1,00(referentiegroep)
aandachts aandachts 1,14(t.o.v. referentiegroep)
aandachts controle 1,26(t.o.v. referentiegroep)
controle aandachts 1,22(t.o.v. referentiegroep)
aandachts overige 1,00(t.o.v. referentiegroep)
controle overige 0,91(t.o.v. referentiegroep)
Gecorrigeerd voor al dan niet laag inkomen, leeftijd, geslacht, herkomst
en huishoudenssamenstelling
(alle metingen in 2007)
Diagrammen aantallen in duizendenFIGUUR 2

Arbeidsmarkt ESB
375Jaargang 101 (4735) 26 mei 2016
In het kort
LITERATUUR
CBS (2015) Armoede en sociale uitsluiting 2015. Den Haag: Textcetera-Centraal Bureau voor
de Statistiek.
CBS (2016) 40 aandachtswijken; stand van zaken. Outcomemonitor Wijkenaanpak 2005-2013
op cbs.nl/statline.
Droomers M., J. Harting, B. Jongeneel, L. Rutten, J. van Kats en K. Stronks (2014) Area-based
interventions to ameliorate deprived Dutch neighborhoods in practice: does the Dutch
District Approach address the social determinants of health to such an extent that future
health impacts may be expected? Preventive Medicine, 61, 122–127.
Permentier, M., J. Kullberg en L. van Noije (2013) Werk aan de wijk. Een quasi-experimentele
evaluatie van het krachtwijkenbeleid . Den Haag: Sociaal en Cultureel Planbureau.
Stronks, K., M. Droomers, B. Jongeneel-Grimen, D. Kramer, C. Hoefnagels, JW. Bruggink, H.
van Oers en A.E. Kunst (2014) Gezondheid van bewoners in aandachtswijk
en in 2004–2011.
Leidt een betere wijk tot een betere gezondheid? Nederlands Tijdschrift voor Geneeskunde,
158(A7989), 1–8.
Tweede Kamer (2011) Aanpak wijken. Brief van de minister van Binnenlandse Zaken en Ko-
ninkrijksrelaties.
VROM (2007) Actieplan Krachtwijken. Van aandachtswijk naar krachtwijk. Den Haag: VROM;
Wonen, Wijken en Integratie.
De verhuizing van een aandachtswijk naar een wijk elders
in Nederland – dus naar een wijk met betere sociaal-eco –
nomische omstandigheden – ging niet gepaard met een
ongunstigere ontwikkeling van de armoedeproblematiek,
maar anders dan verwacht is de stijging bij hen precies
gelijk aan die in de referentiegroep van blijvers in contro –
lewijken. De verwachting was veeleer dat de ontwikkeling
van de armoedeproblematiek bij deze verhuizers naar een
hogere statuswijk gunstiger zou uitpakken. Wel geldt dat
de verhuizing van een controlewijk naar een hogere status-
wijk elders in Nederland gepaard gaat met een gunstigere
ontwikkeling van het armoederisico. Deze verhuizers wer –
den naar verhouding tien procent minder vaak met de ar –
moedeproblematiek geconfronteerd dan de groep blijvers
in controlewijken. Bij de beschreven analyses draait het feitelijk alleen om
het resulterend effect van het gehele palet aan uitgevoerde
interventies binnen de wijkenaanpak. Tussen de aandachts-
wijken onderling verschilden de programma’s evenwel in
aard en intensiteit. Op grond van deze verschillen zijn in
URBAN-40 de aandachtswijken nog verder onderver –
deeld (Droomers et al. , 2014). Voor alleen de groep van
zeven aandachtswijken waarin er aantoonbaar intensief
werd ingezet op het terugdringen van de werkloosheid, is
de longitudinale analyse nog eens apart uitgevoerd. In deze
analyse zijn de gegevens van de andere 33 aandachtswijken
niet meegenomen, wel is dezelfde groep controlewijken ge –
bruikt. De uitkomsten voor deze zeven wijken verschillen
evenwel weinig van die voor alle veertig aandachtswijken.
Dus noch het geheel aan extra maatregelen, noch de speci-
fieke aanpak heeft een positief effect gesorteerd op de ont –
wikkeling van de inkomensarmoede in de aandachtswijken.
CONCLUSIE
De economische crisis, die in het derde kwartaal van 2008
de kop opstak, ging gepaard met een algehele toename van
de armoedekans in de navolgende jaren. Volgens de cross-
sectionele analyse heeft de door Vogelaar geïnitieerde aan –
pak van aandachtswijken, van 2008 tot en met 2011, een
beperkt positief effect gehad op de ontwikkeling van het
armoederisico. De longitudinale analyse toonde aan dat de
relatieve ontwikkeling in de armoedeproblematiek bij per –
sonen die van meet af aan in een aandachtswijk woonden
juist tussen 2007 en 2012 iets groter was dan bij degenen
die in de controlewijken bleven. Dat geeft aan dat de inter –
venties geen positieve weerslag hadden op de ontwikkeling
van de armoedeproblematiek binnen de populatie van bijna
een half miljoen blijvers in de aandachtswijken. Deze be -vinding is in lijn met de longitudinale uitkomsten van het
SCP, waarbij er voor de groep doorstromers van 2009 op
2010 in de aandachtswijken geen positieve inkomenseffec-
ten werden waargenomen (Permentier et al.
, 2013). Ook
de uitstroom vanuit een aandachtswijk naar een hogere
sociaal-economische wijk elders in Nederland had naar
verhouding geen positievere weerslag op de ontwikkeling
van de armoedeproblematiek van de desbetreffende groep
verhuizers. Voor de uitstromers uit een controlewijk naar
een hogere statuswijk was dit nadrukkelijk wel het geval.
De bevinding dat er nauwelijks verschil was tussen uitkom –
sten van het geheel van de veertig aandachtswijken ener –
zijds en anderzijds de deelgroep van de zeven wijken waar
men aantoonbaar versterkt had ingezet op werkgelegen –
heidsverbetering , suggereert dat de meer specifiek op in –
komensarmoede afgestemde interventiemaatregelen geen
meerwaarde hadden bij de aspecifieke aanpak. Dat wijst op
een hardnekkige en diepgewortelde sociaal-economische
problematiek binnen de aandachtswijken.

▶ De aanpak van aandachtswijken
die minister Vogelaar in 2008 initi-
eerde, werd doorkruist door de
economische crisis
▶ Gecorrigeerd voor de effecten van
verhuizingen nam het armoede-
risico in aandachtswijken meer toe
dan in vergelijkbare controlewijken
▶ Dit geldt ook voor de aandacht-
wijken die het intensiefst werden
aangepakt