Jeugdbescherming en de toeslagenaffaire

In de samenvatting is een tussenkopje in lijn gebracht met de conclusies van het onderzoek. De inhoud en conclusies van het rapport zijn niet aangepast.

Het vierde tussenkopje in de samenvatting is aangepast van ‘Gedupeerdheid verhoogt de kans op kinderbeschermingsmaatregelen niet’ naar ‘Geen bewijs gevonden dat dupering gemiddeld genomen heeft geleid tot meer kinderbeschermingsmaatregelen’.

Aanleiding

Eerder heeft het Centraal Bureau voor de Statistiek (CBS) cijfers gepubliceerd over uithuisplaatsingen bij gedupeerden van de toeslagenaffaire. Deze cijfers zijn voor de Inspectie Justitie en Veiligheid (IJenV) en de Inspectie Gezondheidszorg en Jeugd (IGJ) aanleiding geweest om te onderzoeken hoe er door de jeugdbeschermingsketen is omgegaan met gezinnen die gedupeerd zijn door de toeslagenaffaire. Als onderdeel van dit onderzoek heeft IJenV het CBS gevraagd om in kaart te brengen of gedupeerde gezinnen vaker dan andere gezinnen te maken kregen met kinderbeschermingsmaatregelen. Er is onderzocht of gedupeerde gezinnen voor dupering vaker te maken kregen met kinderbeschermingsmaatregelen én er is onderzocht of gedupeerde gezinnen als gevolg van dupering extra vaak te maken kregen met kinderbeschermingsmaatregelen.

Onderzoeksopzet

Om te onderzoeken of gedupeerden van de toeslagenaffaire disproportioneel te maken hebben gekregen met kinderbeschermingsmaatregelen worden de gedupeerde gezinnen vergeleken met niet-gedupeerde gezinnen. In een eerste vergelijking worden de gedupeerde gezinnen, voordat ze gedupeerd zijn geraakt, vergeleken met een brede vergelijkingsgroep. Deze bestaat uit huishoudens die in dezelfde periode kinderopvangtoeslag gebruikt hebben als gedupeerden, maar niet gedupeerd zijn geraakt. Hierdoor kan de vraag beantwoorden worden of gedupeerden voor dupering vaker in aanraking komen met kinderbeschermingsmaatregelen dan niet-gedupeerden. Deze brede vergelijkingsgroep bevat echter ook gezinnen die op relevante kenmerken afwijken van de groep gedupeerde huishoudens en daardoor al een andere kans hadden om in aanraking te komen met een kinderbeschermingsmaatregel, los van de toeslagenaffaire. Daarom is in een tweede stap een smalle vergelijkingsgroep samengesteld die op relevante achtergrondkenmerken lijkt op de groep gedupeerde huishoudens, maar die niet gedupeerd is. Hierdoor kan het (mogelijke) effect van dupering in kaart gebracht worden.

Gedupeerden voor dupering al vaker te maken met kinderbeschermingsmaatregelen

Uit een vergelijking van de gedupeerdengroep met de brede vergelijkingsgroep blijkt dat de gedupeerden voor dupering vaker te maken kregen met kinderbeschermingsmaatregelen in het gezin. Deze verschillen kunnen worden verklaard door specifieke kenmerken en omstandigheden van gedupeerde gezinnen vóórdat ze gedupeerd raakten. Zo zijn gedupeerden gezinnen vaker een eenoudergezin en hebben ze vaker een lager huishoudinkomen dan niet gedupeerde gezinnen.

Geen bewijs gevonden dat dupering gemiddeld genomen heeft geleid tot meer kinderbeschermingsmaatregelen

Vervolgens is de gedupeerdengroep vergeleken met de smalle vergelijkingsgroep. Er is in dit onderzoek geen bewijs gevonden dat gedupeerden als gevolg van dupering extra vaak in aanraking zijn gekomen met kinderbeschermingsmaatregelen. Gedupeerden hebben na dupering niet significant vaker te maken met kinderbeschermingsmaatregelen in het gezin dan voor dupering. Ook hebben zij niet vaker te maken met kinderbeschermingsmaatregelen dan de smalle vergelijkingsgroep.

Eventueel vervolgonderzoek

Dit is het eerste kwantitatieve onderzoek naar de vraag of kinderbeschermingsmaatregelen disproportioneel voorkomen bij gedupeerden van de toeslagenaffaire. De conclusie is dat gedupeerden gemiddeld genomen vaak kinderbescherming in het gezin krijgen, maar er is geen bewijs gevonden in dit onderzoek dat zij extra vaak als gevolg van dupering kinderbeschermingsmaatregelen in het gezin opgelegd krijgen. Hoewel het onderzoek een aantal vragen beantwoordt, blijven er vervolgvragen over:

• Vanwege de beschikbare data konden niet alle geregistreerde gedupeerden meegenomen worden in dit onderzoek. Zo konden alleen gedupeerden meegenomen worden van wie de dossiers integraal behandeld zijn. Enkel van deze gedupeerden heeft Uitvoeringsorganisatie Herstel Toeslagen (UHT) een datum van dupering geleverd aan het CBS. Indien meer data beschikbaar komt, zouden de analyses herhaald kunnen worden.
• Ook was er geen informatie beschikbaar voor dit onderzoek over bijvoorbeeld de mate van dupering. Het is mogelijk dat het voor de vraag of een gezin te maken krijgt met kinderbeschermingsmaatregelen uit maakt of het om een terugvordering van bijvoorbeeld 1,5 duizend euro ging of om 50 duizend euro. Ook kan het uitmaken of en wanneer deze “schulden” daadwerkelijk teruggevorderd zijn.
• Het is ook mogelijk dat het effect van dupering afhankelijk is van de precieze situatie van een gedupeerde. Voor een aantal subgroepen van gedupeerden is dit onderzocht (lage inkomens, zelf en/of ouders niet in Nederland geboren en eenoudergezinnen). Voor deze subgroepen werd geen bewijs gevonden dat zij disproportioneel geraakt werden. Dat gedupeerden gemiddeld genomen niet extra te maken hebben gekregen met kinderbeschermingsmaatregelen als gevolg van dupering sluit niet uit dat er individuele gedupeerden zijn die als gevolg van dupering dermate in de problemen zijn geraakt dat kinderbeschermingsmaatregelen ingezet moesten worden.
• In dit onderzoek is enkel gekeken naar de relatie tussen gedupeerdheid en kinderbeschermingsmaatregelen. Andere problemen die mogelijk het resultaat kunnen zijn van dupering zijn niet onderzocht. Denk hierbij aan effecten op mentaal welzijn en stress, fysieke gezondheid, relaties en de financiële situatie van gedupeerden.

Het verdiepende kwalitatieve onderzoek van IJenV, waarin onder andere interviews afgenomen zullen worden, kan mogelijk aanknopingspunten vinden voor eventueel vervolgonderzoek.

Het Centraal Bureau voor de Statistiek (CBS) heeft in oktober 2021 en mei 2022 cijfers gepubliceerd over uithuisplaatsingen bij gedupeerden van de toeslagenaffaire. Deze onderzoeken waren voor de Inspectie Justitie en Veiligheid (IJenV) en de Inspectie Gezondheidszorg en Jeugd (IGJ) de aanleiding om te onderzoeken hoe de jeugdbeschermingsketen omgegaan is met gedupeerden van de toeslagenaffaire.¹⁾  Als onderdeel van dit onderzoek heeft IJenV het CBS gevraagd te onderzoeken of gezinnen die slachtoffer zijn geworden van de toeslagenaffaire disproportioneel in aanraking zijn gekomen met kinderbeschermingsmaatregelen. Een kinderbeschermingsmaatregel is een maatregel die de rechter dwingend oplegt om de bedreiging voor de veiligheid en ontwikkeling van een kind op te heffen. Dit kan door middel van ondertoezichtstelling (de rechter beperkt het gezag van de ouders, maar de ouders blijven verantwoordelijk voor de opvoeding) of een voogdijmaatregel (het gezag van de ouders wordt beëindigd en overgedragen aan een voogd).

Om antwoord te geven op de vraag of gedupeerden van de toeslagenaffaire disproportioneel in aanraking zijn gekomen met kinderbeschermingsmaatregelen, worden in het onderzoek drie groepen met elkaar vergeleken:

1. De gedupeerdengroep: huishoudens van personen die bij de Uitvoeringsorganisatie Herstel Toeslagen (UHT) geregistreerd staan als gedupeerde van de toeslagenaffaire.
2. Brede vergelijkingsgroep: huishoudens die in dezelfde periode als de gedupeerde huishoudens gebruik hebben gemaakt van kinderopvangtoeslag, maar niet bij UHT geregistreerd staan als gedupeerd door de toeslagenaffaire.
3. Smalle vergelijkingsgroep: een subgroep van huishoudens uit de brede vergelijkingsgroep die op relevante achtergrondkenmerken lijkt op de groep gedupeerde huishoudens. Deze groep wordt samengesteld door middel van een statistische matchingtechniek.

In dit rapport worden de resultaten van dit onderzoek beschreven. Zowel IJenV als het CBS hechten bij het onderzoek naar dit maatschappelijk zeer relevante, maar ook zeer gevoelige onderwerp veel waarde aan externe kwaliteitsborging en tegenspraak. Voor dit onderzoek is daarom een begeleidingscommissie (met interne en externe methodologen en experts) opgesteld die gedurende het onderzoek mee heeft gedacht over de onderzoeksopzet, de analyses en de uitkomsten. Zie bijlage 1 voor de samenstelling van deze begeleidingscommissie.

Dit onderzoek heeft zich toegespitst op kinderbeschermingsmaatregelen in het algemeen en niet op uithuisplaatsingen specifiek. Dit is in lijn met de onderzoeksvraag van de inspecties.²⁾  Het was ook niet mogelijk om disproportionaliteit in uithuisplaatsingen afzonderlijk te onderzoeken met de beschikbare data.³⁾  Uithuisplaatsingen zijn gedefinieerd als een kinderbeschermingsmaatregel in combinatie met jeugdhulp met verblijf. Uithuisplaatsingen zijn daarmee wel een onderdeel van dit onderzoek naar kinderbeschermingsmaatregelen.⁴⁾

In het volgende hoofdstuk wordt ingegaan op de gedupeerdengroep. In het hoofdstuk daarna wordt beschreven hoe de brede vergelijkingsgroep samengesteld is. In hoofdstuk 4 wordt beschreven welke kenmerken samenhangen met de kans op gedupeerdheid én met de kans op het al dan niet opgelegd krijgen van een kinderbeschermingsmaatregel. In het vijfde hoofdstuk staat beschreven hoe de smalle vergelijkingsgroep samengesteld is door middel van matching. In hoofdstuk 6 wordt de onderzoeksvraag beantwoord. Het laatste hoofdstuk bevat de conclusies.

In Nederland kunnen ouders kinderopvangtoeslag aanvragen bij de Belastingdienst/Toeslagen. Dit is een tegemoetkoming in de kosten van geregistreerde kinderopvang. Er zijn meerdere voorwaarden voor het ontvangen van een dergelijke toeslag.⁵⁾ Zo moet een persoon en een eventuele partner werken, een opleiding of inburgeringscursus volgen of in een traject naar werk zitten. Ook moeten de aanvrager en het kind waar toeslag voor wordt aangevraagd op hetzelfde adres staan ingeschreven bij de gemeente.⁶⁾ Tot slot bestaat er een verplichte eigen bijdrage. Een deel van de kosten van de opvang moet dus door de aanvrager zelf betaald worden. Het kan voorkomen dat een aanvrager te veel kinderopvangtoeslag ontvangen heeft. Dit kan bijvoorbeeld gebeuren als het inkomen of de huishoudsituatie van een aanvrager verandert.⁷⁾ Het te veel uitgekeerde bedrag aan kinderopvangtoeslag wordt dan teruggevorderd door de Belastingdienst/Toeslagen.

De Belastingdienst/Toeslagen controleert de aangevraagde en verstrekte kinderopvangtoeslagen met het doel om vast te stellen of een aanvrager recht heeft op kinderopvangtoeslag en het juiste bedrag heeft ontvangen. Door de processen en werkwijzen waar de Belastingdienst/Toeslagen in het verleden mee gewerkt heeft om fraude bij kinderopvangtoeslagen op te sporen, zijn er aanvragers onterecht als fraudeur aangemerkt. Ook de afhandeling van frauderisicosignalen was onzorgvuldig en soms niet rechtmatig.⁸⁾  Er is gewerkt met een ‘alles-of-niets’-benadering waarbij bij het vaststellen van onvolkomenheden (zoals een niet volledig betaalde eigen bijdrage of een ontbrekende handtekening) de toeslag voor het hele jaar teruggevorderd werd bij de ouders, met een ‘80/20’-benadering waardoor er een groepsgewijze aanpak was en onschuldige ouders aan intensieve controles bloot konden komen te staan en met een ‘opzet/grove schuld’-benadering waardoor geen passende persoonlijke betalingsregelingen werden getroffen.⁹⁾ Deze aanvragers kregen te maken met een streng terugvorderingsbeleid wat grote financiële gevolgen kon hebben voor de aanvrager en hand in hand kon gaan met onzekerheid over de toeslagen en terugvorderingen. Dit wordt aangeduid als de toeslagenaffaire.¹⁰⁾ Deze problematiek heeft vanaf ongeveer 2004 gespeeld.

Mogelijke gedupeerden van de toeslagenaffaire kunnen zich melden bij de Belastingdienst. In 2020 is de Uitvoeringsorganisatie Herstel Toeslagen (UHT) opgericht om te herstellen wat in het verleden niet goed gegaan is. UHT heeft aan het CBS een bestand geleverd met daarin personen die op 1 juli 2022 bij UHT geregistreerd stonden als gedupeerde. De privacy van de gedupeerden is hierbij gewaarborgd. Zie bijlage 2 voor meer informatie over hoe het CBS in dit onderzoek (en in overige onderzoeken) omgaat met privacy. Het bestand dat UHT geleverd heeft is de basis van dit onderzoek. In dit bestand zitten meer dan 25 duizend vastgesteld gedupeerden. Een ouder/aanvrager zit in dit bestand wanneer deze een formele beschikking van de Belastingdienst heeft ontvangen waarin meegedeeld wordt dat hij/zij gedupeerde is en/of een bedrag van 30 duizend euro heeft ontvangen. In december 2020 heeft het kabinet besloten dat alle gedupeerde ouders 30 duizend euro moeten krijgen. Dit wordt aangeduid als de Cathuisregeling Kinderopvangtoeslag. Personen komen in aanmerking voor dit bedrag als zij aan een aantal voorwaarden voldoen:

• ze hebben zich gemeld als gedupeerde
• de kinderopvangtoeslag is tussen 2005 en 2019 onterecht stopgezet of iemand heeft in die periode onterecht kinderopvangtoeslag terug moeten betalen
• er een bedrag van minimaal 1 500 euro mee gemoeid was.¹¹⁾

Op basis van een integrale behandeling van de dossiers van de gedupeerden onderzoekt UHT wat wanneer exact is misgegaan met de kinderopvangtoeslag. UHT werkt bij de integrale behandeling van dossiers in principe op basis van volgorde van aanmelden.¹²⁾ Van de 25 duizend gedupeerden die in het bestand zitten dat UHT geleverd heeft aan het CBS, is bij ongeveer 7,5 duizend gedupeerden sprake geweest van een integrale behandeling.¹³⁾ Van de integraal behandelde gedupeerden is een datum bekend waarop een correctie met betrekking tot kinderopvangtoeslag is doorgevoerd bij de Belastingdienst/Toeslagen waarvan na integrale behandeling blijkt dat deze onterecht is geweest. Deze datum is na integrale behandeling handmatig aan het dossier toegevoegd en geeft een indicatie vanaf wanneer de gedupeerdheid is gestart.¹⁴⁾ Deze datum is niet beschikbaar voor gedupeerden waarbij (nog) geen integrale behandeling heeft plaatsgevonden. De enige datum die voor deze groep gedupeerden bekend is, is de datum van de eerste invordering met betrekking tot kinderopvangtoeslag in het systeem van de Belastingdienst/Toeslagen. Zonder integrale behandeling van de dossiers is echter niet te zeggen of deze datum betrekking heeft op een onterechte terugvordering (en dus de toeslagenaffaire) of op een terechte correctie omdat bijvoorbeeld het inkomen of de huishoudsituatie van de aanvrager veranderd is.¹⁵⁾ Voor gedupeerden van wie de dossiers niet integraal behandeld zijn, is daarom geen goede informatie beschikbaar over het moment waarop de gedupeerdheid ontstaan is. In het voorliggend onderzoek is de hoofdvraag of ouders die slachtoffer zijn geworden van de toeslagenaffaire hierna vaker te maken hebben gekregen met een kinderbeschermingsmaatregel dan vergelijkbare niet gedupeerde ouders. Het moment van dupering is daardoor belangrijke informatie voor dit onderzoek. Daarom richt dit onderzoek zich enkel op de integraal behandelde gedupeerden.

Het CBS beschikt over data over jeugdbescherming vanaf 2011. Dit betekent dat voor dit onderzoek enkel naar personen gekeken kan worden die vanaf 2012 gedupeerd zijn geraakt. In het onderzoek wordt namelijk ook gekeken naar kinderbeschermingsmaatregelen in het gezin voor dupering. Op dit moment beschikt het CBS over data over jeugdbescherming tot en met 2021. In het onderzoek is besloten om te kijken of er 3 jaar na dupering sprake is geweest van een kinderbeschermingsmaatregel bij de gezinnen (zie ook hoofdstuk 6). Dit betekent dat het laatste cohort dat meegenomen kan worden in dit onderzoek personen zijn die in 2018 gedupeerd zijn geraakt (voor deze personen kan in kaart gebracht worden of er in 2019, 2020 of 2021 sprake is geweest van een kinderbeschermingsmaatregel in het huishouden). Van de 7,5 duizend integraal behandelde gedupeerden zijn iets minder dan 5 duizend¹⁶⁾ personen gedupeerd geraakt tussen 2012 en 2018.

Bovenstaande tabel laat zien dat het aantal (integraal behandelde) gedupeerden in de latere jaren (vanaf 2016) beduidend lager is dan in de eerdere jaren (van 2012 tot 2016). Een aanpassing van het beleid rondom terugvorderingen rond 2016 zal hier waarschijnlijk een rol bij hebben gespeeld. Zo konden voor 2016 toeslagen stop gezet worden alvorens bewijsmateriaal opgevraagd en beoordeeld was.¹⁷⁾ Tot medio 2016 werd bijvoorbeeld gebruik gemaakt van het toepassen van een zogenaamde zachte stop: het door de Belastingdienst/Toeslagen stopzetten van een toeslag in het lopende toeslagjaar voorafgaand aan de beoordeling of behandeling van de aanvraag om zo uitbetaling van mogelijk onterecht toegekende toeslagen te voorkomen.¹⁸⁾

Zoals eerder aangegeven wordt in dit onderzoek gekeken naar een zogenaamde brede vergelijkingsgroep. Dit zijn huishoudens die in dezelfde periode als de gedupeerde huishoudens gebruik hebben gemaakt van kinderopvangtoeslag, maar niet bij UHT geregistreerd zijn als gedupeerd door de toeslagenaffaire. Het verschil met de smalle vergelijkingsgroep (zie volgend hoofdstuk) is dat de huishoudens in de brede vergelijkingsgroep op relevante achtergrondkenmerken kunnen afwijken van de gedupeerdengroep. De mate waarin deze groepen in aanraking zijn gekomen met kinderbeschermingsmaatregelen kan dan ook van elkaar verschillen, zonder dat dit een gevolg is van de toeslagenaffaire.

Het CBS beschikt over gegevens over kinderopvangtoeslag vanaf 2007. Dit betekent dat voor het 2012-cohort in totaal voor 6 jaar gegevens beschikbaar zijn over kinderopvangtoeslag: het jaar van dupering (2012) en de vijf jaar voor dupering (2007 tot en met 2011). Om de brede vergelijkingsgroep samen te stellen zijn als eerste alle personen geselecteerd die in deze periode (t-5 tot met t) kinderopvangtoeslag ontvangen hebben. Vervolgens is per kalenderjaar gekeken of personen al dan niet kinderopvangtoeslag ontvangen hebben. Elke persoon heeft een bepaald patroon met betrekking tot het ontvangen van kinderopvangtoeslag (bijvoorbeeld in 2007 tot en met 2009 geen kinderopvangtoeslag ontvangen en vanaf 2010 tot en met 2012 wel). Alle niet-gedupeerden die eenzelfde patroon hadden in deze jaren als minstens één gedupeerde zijn geselecteerd voor de brede vergelijkingsgroep. Op deze manier worden personen geselecteerd voor de brede vergelijkingsgroep die in exact dezelfde periode als gedupeerden kinderopvangtoeslag ontvangen hebben.

Dit is vervolgens voor alle cohortjaren (2012 tot en met 2018) gedaan: er is gekeken naar wie wanneer in de periode t-5 tot en met t kinderopvangtoeslag ontvangen heeft en vervolgens zijn alle niet-gedupeerden geselecteerd voor de brede vergelijkingsgroep die in deze periode in exact dezelfde jaren kinderopvangtoeslag ontvangen hebben als de gedupeerden uit dat cohortjaar. Op deze manier wordt per cohortjaar een brede vergelijkingsgroep samengesteld op basis van patronen in aanvraag van kinderopvangtoeslag. Het is met deze afbakening mogelijk dat personen in meerdere jaren in de brede vergelijkingsgroep terecht komen. Het is bijvoorbeeld mogelijk dat een persoon zowel hetzelfde patroon van ontvangen kinderopvangtoeslag heeft als een gedupeerde in 2012 als van een gedupeerde in 2013. Deze persoon wordt dan op basis van bovengenoemde afbakening in eerste instantie voor beide jaren in de brede vergelijkingsgroep geselecteerd. Omdat de assumptie van de gebruikte analysetechnieken (zie hoofdstuk 4) is dat waarnemingen onafhankelijk zijn (met andere woorden dat personen slechts één keer voorkomen in het bestand) zijn personen in de brede vergelijkingsgroep die in meerdere cohortjaren voorkomen random toegewezen aan één cohortjaar.

In de volgende tabel staat per cohortjaar (duperingsjaar voor de gedupeerden en selectiejaar voor de niet-gedupeerden) de omvang van de groepen weergegeven. Bovenstaande aanpak resulteert in een brede vergelijkingsgroep van minimaal 147 duizend personen (2015) tot maximaal 286 duizend personen (2018). Dat de omvang van de brede vergelijkingsgroep in de laatste jaren groter is komt doordat het gebruik van kinderopvangtoeslag in deze periode ook toegenomen is.¹⁹⁾

Voor het samenstellen van de smalle vergelijkingsgroep wordt met een statistische matchingstechniek gezocht naar huishoudens in de brede vergelijkingsgroep die op relevante achtergrondkenmerken lijken op de groep gedupeerde huishoudens. Dit om uiteindelijk de vraag te kunnen beantwoorden of kinderbeschermingsmaatregelen disproportioneel vaak voorkomen bij kinderen van gedupeerden van de toeslagenaffaire ten opzichte van een groep vergelijkbare, maar niet gedupeerde, huishoudens. Een achtergrondkenmerk is relevant voor deze matchingstechniek als het samenhangt met zowel de kans om gedupeerd te raken als met de kans om in aanraking te komen met een kinderbeschermingsmaatregel. Stel immers dat er kenmerken zijn die wel significant samenhangen met de kans op het opgelegd krijgen van een kinderbeschermingsmaatregel, maar dat er voor dit kenmerk geen verschil is tussen gedupeerden en niet-gedupeerden. Dit kenmerk hoeft dan niet meegenomen te worden in de matching. Door middel van matching wordt namelijk gezorgd dat eventuele belangrijke verschillen tussen de groepen (wel of niet gedupeerd) weggenomen worden om juiste conclusies te kunnen trekken, maar de groepen zijn in dat geval reeds gelijk op dat kenmerk. Andersom geldt hetzelfde: stel dat een kenmerk wel samenhangt met de kans op gedupeerd raken, maar niet met de kans op het opgelegd krijgen van een kinderbeschermingsmaatregel. Dan is dit kenmerk niet relevant om mee te nemen bij het samenstellen van een goede smalle vergelijkingsgroep. Verschillen op dat kenmerk kunnen namelijk geen reden zijn voor eventuele verschillen tussen gedupeerden en niet-gedupeerden in kinderbeschermingsmaatregelen.

Met behulp van interne en externe experts is allereerst onderstaande groslijst opgesteld van achtergrondkenmerken die relevant zouden kunnen zijn (zie bijlage 1 voor de begeleidingscommissie van dit onderzoek). Belangrijk is dat alle kenmerken in kaart gebracht zijn op een moment vóór het moment van dupering/selectie. Voor een zuivere vergelijking is het namelijk belangrijk dat de kenmerken niet al beïnvloed zijn door de dupering. Er worden kenmerken in 4 verschillende domeinen onderzocht (zie voor de definitie en operationalisatie van deze kenmerken bijlage 3):

1. Demografische kenmerken:

• Geslacht van aanvrager
• Leeftijd van aanvrager
• Leeftijd aanvrager bij geboorte eerste kind
• Burgerlijke staat van aanvrager
• Herkomst en herkomstland aanvrager
• Woonprovincie aanvrager
• Stedelijkheidsgraad woongemeente aanvrager

2. Huishoudenssituatie:

• Huishoudtype
• Aantal kinderen in het huishouden
• Leeftijd jongste kind in het huishouden
• Leeftijd oudste kind in het huishouden
• Aanvraag kinderopvangtoeslag voor niet-juridisch kind
• Aantal jaar aanvraag kinderopvangtoeslag
• Verhuisbewegingen van het huishouden
• Wisselingen van partner

3. Onderwijs en sociaaleconomische situatie:

• Hoogste opleidingsniveau aanvrager
• Kinderen in huishouden die voortijdig schoolverlater zijn
• Koop- of huurwoning (wel/geen huurtoeslag)
• Huishoudinkomen
• Vermogen van het huishouden
• Belangrijkste inkomensbron van het huishouden
• Wanbetaler zorgverzekeringswet in het huishouden
• Wet Schuldsanering Natuurlijke Personen-traject in het huishouden

4. Zorggebruik:

• Ontvangen geestelijke gezondheidszorg (GGZ)
• Gebruik psychofarmaca bij huishoudleden
• Gebruik medicijnen bij verslavingen in huishouden
• Wmo-gebruik in huishouden
• Licht verstandelijke beperking aanvrager en eventuele partner
• Registratie als verdachte binnen het huishouden

Van bovenstaande kenmerken is in kaart gebracht of deze samenhangen met enerzijds de kans om slachtoffer te worden van de toeslagenaffaire en anderzijds de kans om een kinderbeschermingsmaatregel opgelegd te krijgen.²²⁾  Wel of niet gedupeerde zijn van de toeslagenaffaire wordt afgeleid op basis van het door UHT geleverde bestand met geregistreerde gedupeerden. Voor het wel of niet opgelegd krijgen van een kinderbeschermingsmaatregel wordt gekeken naar alle minderjarige kinderen in het huishouden van de aanvrager in het jaar voor dupering/selectie. Er wordt gekeken of minimaal één van deze kinderen in het jaar voor dupering/selectie een kinderbeschermingsmaatregel opgelegd heeft gekregen.

In de tabellen in de volgende paragrafen staan voor alle kenmerken de verdeling en samenhang weergegeven voor personen die wel of niet gedupeerd zijn geraakt en voor personen die wel een kinderbeschermingsmaatregel opgelegd hebben gekregen en voor personen die dat niet hebben. Voor deze beschrijvende analyse zijn alle duperings-/selectiejaren samengenomen. Om de verdeling op de kenmerken tussen de verschillende groepen (wel of niet gedupeerd en wel of geen kinderbeschermingsmaatregel in het gezin) weer te kunnen geven zijn kruistabellen uitgedraaid (in de tabellen staan de percentages weergegeven). Daarnaast zijn er bivariate logistische regressies uitgevoerd (dit omdat de afhankelijke variabelen, gedupeerdheid en de kans op het opgelegd krijgen van kinderbeschermingsmaatregel in het gezin, binair zijn. Zie Hosmer Jr et al., 2013 voor meer informatie over logistische regressie).

Alle verschillen zoals weergegeven in de tabellen zijn statistisch significant (dit betekent dat de gevonden verschillen waarschijnlijk niet op toeval berusten).²³⁾  Hierbij moet opgemerkt worden dat de groepen in dit onderzoek omvangrijk zijn: in totaal zijn de analyses op meer dan een miljoen mensen gebaseerd (meer dan een miljoen niet-gedupeerden in de brede vergelijkingsgroep en meer dan vier duizend personen in de groep gedupeerden). In het algemeen geldt dat hoe groter de onderzoeksgroepen hoe groter de kans op significante resultaten. Het is daarom in dit geval relevanter om naar de sterkte van de samenhang te kijken dan naar de significantie. Logistische regressieanalyse geeft geen proportie verklaarde variantie (R²) zoals die voor interval of ratio variabelen in een lineair model gedefinieerd is. Wel bestaan er verschillende pseudo R²-maten die vergelijkbaar zijn met de R² uit lineaire regressie analyse. In dit onderzoek wordt de McFadden R² (1974) als pseudo R²-maat weergegeven. De McFadden R² kan een waarde aannemen tussen de 0 en de 1 waarbij een hogere waarde doorgaans staat voor een beter model (meer samenhang tussen het kenmerk en de kans op gedupeerdheid of de kans op het opgelegd krijgen van een kinderbeschermingsmaatregel). Er bestaat discussie over wanneer een model, op basis van de pseudo R², als goed gekenmerkt kan worden. Er wordt aangenomen dat wanneer de pseudo R² tussen de 0,2 en 0,4 ligt dat het model een goede fit heeft met de data (Simonen & McCann, 2008). In onderstaande tabellen zijn de resultaten opgenomen van bivariate analyses (er zitten dus slechts twee variabelen in het model: het kenmerk enerzijds en gedupeerdheid of kinderbeschermingsmaatregelen anderzijds). Hierdoor ligt de pseudo R² lager dan wanneer er meerdere kenmerken opgenomen worden in het model (zie ook verderop in dit hoofdstuk). Er geldt in ieder geval dat hoe dichter de pseudo R² bij 0 ligt hoe minder het kenmerk de variantie in de kans op gedupeerdheid of kinderbeschermingsmaatregelen kan verklaren en hoe hoger de pseudo R² hoe beter.

De meeste aanvragers van kinderopvangtoeslag zijn geen slachtoffer geworden van de toeslagenaffaire en de meeste aanvragers krijgen niet te maken met kinderbeschermingsmaatregelen in hun gezin. Zoals in onderstaande tabellen duidelijk wordt zijn beide groepen (geen gedupeerde toeslagenaffaire en geen kinderbeschermingsmaatregelen) vrijwel gelijk (ook wat betreft kenmerken).

4.1. Demografische kenmerken

Zoals in onderstaande tabel is te zien, heeft vooral herkomst een duidelijke samenhang met de kans om gedupeerd te raken. Van personen die niet gedupeerd zijn geraakt door de toeslagenaffaire is 78 procent zelf in Nederland geboren en de beide ouders ook. Bij gedupeerden van de toeslagenaffaire is dit 29 procent. Het is ook bekend dat dit kenmerk een rol heeft gespeeld in de toeslagenaffaire.²⁴⁾  Vooral Surinaamse aanvragers en aanvragers uit de Nederlandse Cariben lijken sterk oververtegenwoordigd in de groep gedupeerden. Dit geldt, in iets mindere mate, ook voor aanvragers met een Turkse of Marokkaanse achtergrond. Hoewel herkomst zeer sterk samenhangt met de kans op gedupeerdheid hangt dit kenmerk minder sterk samen met de kans op het opgelegd krijgen van een kinderbeschermingsmaatregel in het gezin.

Ook leeftijd bij geboorte eerste (juridische) kind hangt sterk samen met gedupeerdheid. Meer dan de helft van de gedupeerden was relatief jong (jonger dan 25 jaar) toen het eerste kind geboren werd. Bij niet-gedupeerden is dit 12 procent. Leeftijd bij geboorte van het eerste kind hangt ook vrij sterk samen met de kans op het opgelegd krijgen van kinderbeschermingsmaatregelen in het gezin (personen die relatief jong een kind gekregen hebben, hebben een hogere kans om in aanraking te komen met kinderbeschermingsmaatregelen). Ook aanvragers zonder partner (gehuwd of ongehuwd) zijn oververtegenwoordigd in de groep gedupeerden én in de groep personen die in aanraking komt met kinderbeschermingsmaatregelen.

Verder wordt in Tabel 4.1 duidelijk dat gedupeerden vaker vrouw zijn, relatief jong zijn, vaker in Zuid-Holland en in zeer stedelijke gebieden wonen. Het is belangrijk om te realiseren dat dit de resultaten van bivariate analyses zijn. Deze resultaten kunnen beïnvloed worden door eventuele samenhang tussen de achtergrondkenmerken (compositie-effecten). Zo wonen relatief veel gedupeerden in Zuid-Holland en in sterk stedelijke gebieden. Bekend is dat personen met een migratieachtergrond, die oververtegenwoordigd zijn in de groep gedupeerden, relatief vaak in dergelijke gebieden wonen. Met andere woorden: dat er relatief veel gedupeerden in bijvoorbeeld Zuid-Holland/sterk stedelijke gebieden wonen, kan komen omdat er veel gedupeerden met een migratieachtergrond gedupeerd zijn. De analyses zoals weergegeven in deze tabel zijn dan ook louter beschrijvende analyses. Om meer zicht te krijgen op óf en in welke mate kenmerken samenhangen met de kans op gedupeerdheid en met de kans op het opgelegd krijgen van kinderbeschermingsmaatregelen in het gezin moet daarom gekeken worden naar multivariate analyses (zie paragraaf 4.5). Wat betreft geslacht, leeftijd en woongebied zijn er geen grote verschillen te zien tussen mensen die wel en mensen die niet in aanraking zijn gekomen met kinderbeschermingsmaatregelen in het gezin.

4.2. Huishoudenssituatie

Ook wat betreft huishoudenssituatie zijn er kenmerken die significant samenhangen met de kans op gedupeerdheid én met de kans op het opgelegd krijgen van een kinderbeschermingsmaatregel in het gezin. Dit geldt vooral voor huishoudtype. Huishoudtype hangt bivariaat relatief sterk samen met de kans op gedupeerdheid: aanvragers die niet gedupeerd zijn door de toeslagenaffaire bevinden zich in het jaar voor dupering vaak in huishoudens die gekenmerkt worden als “een paar met kinderen” (79 procent). Gedupeerden van de toeslagenaffaire bevinden zich relatief vaak in een eenouderhuishouden (dit is bij ongeveer de helft van de gedupeerden het geval). Deze verschillen zijn ook te zien wanneer naar de kans op het opgelegd krijgen van een kinderbeschermingsmaatregel gekeken wordt. Verder hangt het wel of niet aanvragen van kinderopvangtoeslag voor een niet-juridisch kind (relatief) sterk samen met de kans op het opgelegd krijgen van een kinderbeschermingsmaatregel in het gezin: 17 procent van de aanvragers die te maken kreeg met een kinderbeschermingsmaatregel in het gezin heeft kinderopvangtoeslag aangevraagd voor een niet-juridisch kind (bijvoorbeeld voor een kind van een nieuwe partner). Van aanvragers die niet te maken kregen met een kinderbeschermingsmaatregel had bijna niemand kinderopvangtoeslag voor een niet-juridisch kind aangevraagd. Dit kenmerk blijkt minder relevant voor de kans op gedupeerdheid. Verder hebben gedupeerde personen minder vaak slechts voor één jaar kinderopvangtoeslag ontvangen (18 procent) in vergelijking met niet-gedupeerden (31 procent). Wat betreft de overige kenmerken zijn er geen grote verschillen te zien tussen gedupeerden en niet-gedupeerden en personen die wel of geen kinderbeschermingsmaatregelen in het gezin opgelegd hebben gekregen.

4.3. Onderwijs en sociaaleconomische situatie

Onderwijs en sociaaleconomische situatie hangen (bivariaat), zoals in onderstaande tabel te zien is, duidelijk samen met de kans op gedupeerd raken én met de kans op het opgelegd krijgen van een kinderbeschermingsmaatregel. Zo zijn gedupeerden van de toeslagenaffaire lager opgeleid dan niet-gedupeerden. Ook aanvragers die te maken krijgen met een kinderbeschermingsmaatregel in het gezin zijn vaker laag/lager opgeleid dan aanvragers die hier niet mee te maken krijgen.

Ook het gegeven of personen al dan niet in een huurhuis wonen en huurtoeslag ontvangen hangt (bivariaat) vrij sterk samen met de kans op gedupeerdheid. Iets minder dan de helft van de onderzochte groep gedupeerden woont in een huurhuis en ontvangt huurtoeslag. Dit is bij niet-gedupeerden minder dan 10 procent. Zij wonen juist vaker in een eigen woning (77 procent van de niet-gedupeerden woont in een gekochte woning in vergelijking met 33 procent van de gedupeerden). Vergelijkbare verschillen zijn ook zichtbaar wanneer aanvragers die wel te maken hadden met kinderbeschermingsmaatregelen in het gezin vergeleken worden met aanvragers die dit niet hadden.

Ook huishoudinkomen hangt sterk samen met de kans op gedupeerdheid én met de kans op het opgelegd hebben gekregen van kinderbeschermingsmaatregelen.²⁵⁾  Zowel gedupeerden van de toeslagenaffaire als personen die te maken hebben gekregen met kinderbeschermingsmaatregelen zijn sterk oververtegenwoordigd in de laagste inkomensklassen. In lijn hiermee is in onderstaande tabel te zien dat zowel gedupeerden van de toeslagenaffaire als personen die in het gezin te maken hebben gekregen met kinderbeschermingsmaatregelen relatief vaak een negatief vermogen hebben en relatief minder vaak werk als belangrijkste inkomensbron hebben.

Tot slot hangt de aanwezigheid van een wanbetaler van de zorgverzekering in het huishouden vrij sterk samen met de kans om slachtoffer te worden van de toeslagenaffaire: waar dit bij de gedupeerde aanvragers ongeveer een kwart is, is dit bij niet-gedupeerden 2 procent.²⁶⁾  Dergelijke verschillen zijn, in mindere mate, ook terug te vinden wat betreft de kans op wel of niet kinderbeschermingsmaatregelen opgelegd krijgen in het gezin.

4.4. Zorggebruik

Als tot slot naar zorggebruik gekeken wordt, is te zien dat bij ongeveer de helft van de aanvragers die kinderbeschermingsmaatregelen opgelegd hebben gekregen in het huishouden GGZ is ontvangen in het huishouden. Bij personen die niet met kinderbeschermingsmaatregelen in aanraking zijn geweest is dit minder dan een kwart. Verder toont Tabel 4.4. dat aanvragers die kinderbeschermingsmaatregelen opgelegd hebben gekregen in het gezin vaker Wmo-gebruikers in het huishouden hebben (13 procent) dan aanvragers die niet te maken hebben gekregen met kinderbeschermingsmaatregelen (2 procent). Tot slot hebben gedupeerden vaker personen in het huishouden die verdacht zijn van een misdrijf (18 procent) dan niet-gedupeerden (5 procent). Deze verschillen zijn ook zichtbaar indien naar kinderbescherming gekeken wordt: personen die kinderbeschermingsmaatregelen hadden in het huishouden in het jaar voor dupering/selectie hebben vaker verdachten in het huishouden (een kwart) dan personen die niet in aanraking zijn geweest met kinderbeschermingsmaatregelen (5 procent).

4.5. Belangrijkste kenmerken gedupeerdheid en kinderbeschermingsmaatregelen

Hierboven is van verschillende kenmerken weergegeven of en zo ja in welke mate deze samenhangen met de kans op gedupeerdheid en met de kans om kinderbeschermingsmaatregelen opgelegd te krijgen in het gezin. Bovenstaande analyses zijn gebaseerd op bivariate analyses. Dit betekent dat voor elke analyse steeds slechts twee variabelen meegenomen zijn (de verschillende kenmerken enerzijds en de kans op gedupeerdheid of het opgelegd krijgen van kinderbeschermingsmaatregelen anderzijds). Sommige van de kenmerken hangen onderling echter sterk samen. Zo was bijvoorbeeld te zien dat gedupeerden vaker niet in Nederland geboren zijn (evenals beide ouders) en vaker in sterk stedelijke gebieden wonen. Deze kenmerken hangen echter met elkaar samen: personen met migratieachtergrond wonen gemiddeld genomen vaker in sterk stedelijke gebieden. Hierdoor kunnen dergelijke bivariate analyses een vertekend beeld geven. Zo kan bijvoorbeeld het idee ontstaan dat stedelijkheid samenhangt met de kans op gedupeerdheid terwijl het in werkelijkheid niet door de mate van stedelijkheid komt, maar door het gegeven dat personen die niet in Nederland geboren zijn vaker in stedelijke gebieden wonen. Ook kan het voorkomen dat twee (of meer) kenmerken min of meer hetzelfde meten. Denk aan vermogen en huishoudinkomen die onderling samenhangen en beide een meting zijn van financieel welbevinden.

Het is daarom belangrijk dat bovenstaande analyses uitgebreid worden met modellen waar meerdere kenmerken tegelijk opgenomen worden. Op deze manier kan een betere selectie gemaakt worden van kenmerken die samenhangen met de kans op gedupeerdheid en met de kans op het opgelegd krijgen van een kinderbeschermingsmaatregel (rekening houdend met de andere kenmerken). Om een uiteindelijke keuze te maken voor kenmerken die meegenomen moeten worden bij het samenstellen van de smalle vergelijkingsgroep is, naast inhoudelijke overwegingen, het Akaike information criterion (AIC) gebruikt.²⁸⁾  Deze maat wordt vaak gebruikt om de kwaliteit van statistische modellen te kunnen beoordelen (ten opzichte van andere modellen op dezelfde dataset). Hoe lager de AIC-score hoe beter het model. Het grote voordeel van de AIC-maat is dat deze rekening houdt met het aantal variabelen dat opgenomen wordt in het model (aangezien een model met meer variabelen doorgaans beter is dan een model met minder variabelen). Het geeft namelijk de voorkeur aan modellen die in staat zijn om zoveel mogelijk variantie te verklaren met zo weinig mogelijk variabelen. In de volgende tabellen staat het multivariaat logistisch regressiemodel voor dupering (Tabel 4.5.1.) en kinderbeschermingsmaatregelen (Tabel 4.5.2.) weergegeven (waarbij net als in bovenstaande analyses alle cohortjaren samen zijn genomen).

Voor de kans om slachtoffer te worden van de toeslagenaffaire bleek het model met herkomst, leeftijd bij geboorte eerste kind, aantal jaar kinderopvangtoeslagaanvraag, huishoudinkomen en de aanwezigheid van een wanbetaler van de zorgverzekering in het huishouden het meest geschikte multivariate model. Met andere woorden dit waren de kenmerken die multivariaat het sterkst samenhingen met dupering (rekening houdend met de andere kenmerken). Personen die zelf en/of van wie hun ouders niet in Nederland geboren zijn, die relatief jong waren bij de geboorte van hun eerste kind, die langer kinderopvangtoeslag aangevraagd hebben, die een lager huishoudinkomen hebben en die een wanbetaler van de zorgverzekering in het huishouden hadden in het jaar voor dupering/selectie hebben een significant grotere kans om slachtoffer te worden van de toeslagenaffaire.

Bovenstaand model naar kenmerken die samenhangen met de kans op dupering reflecteert (de gevolgen van) het risico-classificatiemodel dat door de Belastingdienst/Toeslagen gebruikt is bij de opsporing van fraude. Kinderbeschermingsmaatregelen kunnen weer andere determinanten hebben. Daarom wordt hier een apart model voor opgesteld.²⁹⁾  Kinderbeschermingsmaatregelen worden ingezet op het moment dat een kinderrechter van mening is dat de ontwikkeling en/of de veiligheid van het kind thuis bedreigd wordt. Het multivariate logistische regressiemodel toont dat een aanvraag voor kinderopvangtoeslag hebben gedaan voor een niet-juridisch kind sterk samenhangt met de kans op het opgelegd krijgen van een kinderbeschermingsmaatregel. Ook de aanwezigheid van een verdachte van een misdrijf in het huishouden en GGZ-gebruik in het huishouden verhoogt significant de kans om kinderbeschermingsmaatregelen opgelegd te krijgen. Verder hebben eenoudergezinnen (ten opzichte van paren met kinderen), aanvragers met meer kinderen in het huishouden, aanvragers die één jaar kinderopvangtoeslag aangevraagd hebben (in plaats van meerdere jaren), laagopgeleide aanvragers en aanvragers met een lager huishoudinkomen een grotere kans om in aanraking te komen met kinderbeschermingsmaatregelen.³⁰⁾

5.1. Inleiding matching

Methodologisch gezien is de ideale manier om een causale relatie vast te stellen (zoals in dit geval tussen gedupeerdheid en kinderbeschermingsmaatregelen) een klassiek experiment. Dit betekent dat personen random (op basis van toeval) toegewezen worden aan een experimentele groep (in dit geval de gedupeerden) of aan een controlegroep (in dit geval de niet-gedupeerden). Het idee hierachter is dat verschillen op de afhankelijke variabele (in dit geval kinderbeschermingsmaatregelen) tussen de groepen dan enkel door de interventie komen (in dit geval door gedupeerdheid) en niet door eventuele andere verschillen tussen de groepen.

In dit geval zou dat betekenen dat je mensen op basis van toeval wel of geen slachtoffer had laten worden van de toeslagenaffaire. Dit is natuurlijk niet in lijn met de praktijk. Bekend is dat er door de Belastingdienst/Toeslagen bepaalde kenmerken gebruikt zijn in het risicoselectiemodel tijdens de toeslagenaffaire. In het vorige hoofdstuk is beschreven hoe de gedupeerden verschillen van niet-gedupeerden. Zo hebben gedupeerden vaker een lager huishoudinkomen. Zoals in het vorige hoofdstuk te zien is, hangen dergelijke kenmerken ook samen met de kans op het opgelegd krijgen van kinderbeschermingsmaatregelen in het gezin. Om te kunnen achterhalen of de toeslagenaffaire een rol heeft gespeeld bij de kans op het opgelegd krijgen van kinderbeschermingsmaatregelen (dus of kinderbescherming disproportioneel vaak voorkomt bij gedupeerden van de toeslagenaffaire) is het daarom niet zinvol om de gedupeerden te vergelijken met alle niet-gedupeerden. Je wilt de gedupeerden vergelijken met vergelijkbare niet-gedupeerden. Enkel dan zijn er zinvolle conclusies te trekken over de vraag of kinderbeschermingsmaatregelen disproportioneel vaak voorkomen bij kinderen van gedupeerden van de toeslagenaffaire.

Een veel gebruikte manier om groepen met elkaar te vergelijken als een klassiek experiment niet mogelijk is, is matching (Rosenbaum & Rubin, 1983). Door middel van deze techniek selecteer je niet-gedupeerden die lijken op de gedupeerden. Met andere woorden, je stelt een controlegroep samen van niet-gedupeerden die op relevante kenmerken vergelijkbaar zijn met de gedupeerden. Op die manier is het toch mogelijk om een kwantitatieve uitspraak te doen over of kinderbeschermingsmaatregelen disproportioneel voorkomen bij gedupeerden van de toeslagenaffaire. Deze controlegroep wordt in dit onderzoek de smalle vergelijkingsgroep genoemd (in tegenstelling tot de brede vergelijkingsgroep waar alle niet-gedupeerden in zitten). Meer informatie over deze techniek is onder andere te vinden in Caliendo & Kopeinig (2008).

5.2. Matching in dit onderzoek

5.2.1 Selectie kenmerken

Om door middel van matching een goede smalle vergelijkingsgroep samen te stellen is het belangrijk dat naar de juiste kenmerken gekeken wordt. Hier zijn meerdere voorwaarden aan verbonden. Zo is het belangrijk dat gekeken wordt naar de kenmerken voor dupering/selectie. Met andere woorden, de beide groepen (de gedupeerden en de smalle vergelijkingsgroep) moeten vergelijkbaar zijn wat betreft kenmerken voor dupering/selectie. Het uiteindelijke doel is namelijk om uitspraken te kunnen doen over of de toeslagenaffaire een rol heeft gespeeld (bij de kans op het opgelegd krijgen van kinderbeschermingsmaatregelen) en om dit te kunnen doen moeten beide groepen vergelijkbaar zijn op kenmerken waar de toeslagenaffaire (nog) geen invloed op heeft gehad. Dit is ook de reden dat in het vorige hoofdstuk gekeken is naar kenmerken in het jaar voor dupering/selectie. Daarnaast is het belangrijk dat naar kenmerken gekeken wordt die zowel samenhangen met de kans op gedupeerdheid als met de kans op het opgelegd krijgen van een kinderbeschermingsmaatregel. Enkel deze kenmerken zijn relevant bij het opstellen van een goede smalle vergelijkingsgroep (zie ook vorig hoofdstuk). Verder is het belangrijk dat alle kenmerken die potentieel relevant zijn meegenomen worden in het onderzoek. Als kenmerken die belangrijk zijn voor de kans op gedupeerdheid én de kans op het opgelegd krijgen van kinderbeschermingsmaatregelen niet meegenomen worden, kan een minder goede smalle vergelijkingsgroep opgesteld worden.³¹⁾

In het vorige hoofdstuk is beschreven welke kenmerken (in het multivariate logistische regressiemodel) het meest sterk samenhangen met gedupeerdheid en welke met de kans op het opgelegd krijgen van een kinderbeschermingsmaatregelen. Op basis van deze inzichten zijn de kenmerken geselecteerd die meegenomen worden in de matching om een geschikte smalle vergelijkingsgroep op te stellen. Meer specifiek worden in dit onderzoek onderstaande kenmerken meegenomen om een geschikte smalle vergelijkingsgroep op te kunnen stellen. Wat betreft demografische kenmerken wordt gekeken naar herkomst en leeftijd bij geboorte eerste kind. Wat betreft huishoudenssituatie naar huishoudtype, aanvraag kinderopvangtoeslag voor een niet-juridisch kind en naar het aantal jaar dat kinderopvangtoeslag is aangevraagd. Wat betreft sociaaleconomische positie worden huishoudinkomen, opleiding van de aanvrager en de aanwezigheid van wanbetalers van de zorgverzekering in het huishouden meegenomen. Tot slot worden GGZ-gebruik in het huishouden en de aanwezigheid van verdachten van misdrijven in het huishouden meegenomen in het model om de matchingsgroep samen te stellen. In de volgende tabel staat het model weergegeven.

5.2.2. Methode matching

Er zijn meerdere manieren waarop deze kenmerken gebruikt kunnen worden om een geschikte smalle vergelijkingsgroep op te kunnen stellen. Eén manier om dit te doen is door middel van exact matching. Dit betekent dat je iemand selecteert uit de brede vergelijkingsgroep voor de smalle vergelijkingsgroep die exact hetzelfde kenmerk heeft als een gedupeerde. Zo zijn er bijvoorbeeld relatief veel gedupeerden met een Surinaamse herkomst. Bij exact matching zorg je ervoor dat je voor elke gedupeerde met een Surinaamse herkomst ook een niet-gedupeerde selecteert met een Surinaamse herkomst. Een andere manier om de kenmerken mee te nemen is door middel van propensity score matching. De propensity score van een aanvrager geeft de kans weer om gedupeerd te raken gegeven zijn/haar kenmerken. Er zijn vervolgens ook weer verschillende methodes om op basis van de propensity scores een niet-gedupeerde te selecteren voor elke gedupeerde. Een veel gebruikte methode is nearest neighbour matching. Dit houdt in dat uit de brede vergelijkingsgroep de persoon wordt geselecteerd waarvan de propensity score zo dicht mogelijk ligt bij de propensity score van de gedupeerde. Met andere woorden, per gedupeerde wordt iemand uit de brede vergelijkingsgroep geselecteerd die zo veel mogelijk dezelfde kans heeft om gedupeerd te raken (maar dat niet is) gegeven de kenmerken waar naar gekeken wordt. Een nadeel van nearest neighbour matching is dat de persoon met de dichtstbijzijnde propensity score, alsnog een persoon kan zijn die niet echt lijkt op de gedupeerde. Deze persoon heeft namelijk wel de dichtstbijzijnde propensity score, maar het verschil tussen beide scores kan vrij groot zijn. Een manier om hier mee om te gaan is caliper matching. Met deze techniek bepaal je vooraf hoe groot het verschil tussen de propensity scores mag zijn tussen de gedupeerde en een persoon uit de brede vergelijkingsgroep om deze persoon te selecteren voor de smalle vergelijkingsgroep. Wederom wordt de persoon gekozen met de propensity score het dichtst bij de score van de gedupeerde. Een voordeel van deze methode is dat het betere matches kan opleveren. Een nadeel van deze methode is dat mogelijk minder matches gevonden kunnen worden. Het kan namelijk voorkomen dat er voor een gedupeerde niemand te vinden is in de brede vergelijkingsgroep die een propensity score heeft die voldoende dicht bij de propensity score van de gedupeerde ligt om deze persoon te selecteren voor de smalle vergelijkingsgroep. Dit zou betekenen dat deze gedupeerde niet meegenomen kan worden in verdere analyses (om te onderzoeken of kinderbeschermingsmaatregelen disproportioneel voorkomen bij gedupeerden van de toeslagenaffaire).

In bovenstaande voorbeelden is steeds uitgegaan van de situatie waarin je per gedupeerde één persoon selecteert voor de smalle vergelijkingsgroep. Het is echter ook mogelijk om per gedupeerde meerdere vergelijkbare personen te selecteren voor de smalle vergelijkingsgroep. Bijvoorbeeld dat je per Surinaamse gedupeerde meerdere Surinaamse niet-gedupeerden selecteert (in het geval van exact matching) of dat je meerdere personen selecteert die dezelfde propensity score hebben als de gedupeerde (in het geval van nearest neighbour matching) of dat je meerdere personen selecteert die in het interval zitten dat je vastgesteld hebt als maximale afstand tussen de propensity scores (in het geval van caliper matching, dit wordt dan radius matching genoemd). Het is tot slot ook mogelijk om bovenstaande technieken te combineren (bijvoorbeeld exact matchen op een aantal variabelen en op andere variabelen propensity scores gebruiken om te matchen). Kortom, er zijn meerdere methodes om door middel van matching een smalle vergelijkingsgroep samen te stellen uit de brede vergelijkingsgroep.³²⁾

 Omdat alle methodes voor- en nadelen hebben zijn in dit onderzoek meerdere (combinaties van) methodes verkend. In onderstaande tabel staan de methodes weergegeven die in dit onderzoek verkend zijn. Vanwege het belang van herkomst voor dupering (zowel statistisch als theoretisch) wordt voor dit kenmerk exact matching toegepast. Dit geldt ook voor het aantal kinderen in het huishouden. Dit kenmerk is niet meegenomen in bovenstaande model om de propensity scores te berekenen omdat het te sterk samenhangt met andere kenmerken (er is sprake van multicollineariteit met bijvoorbeeld type huishouden). Gezien het belang van dit kenmerk wordt dit op deze manier wel meegenomen (dit is dus het elfde kenmerk dat meegenomen wordt in de matching naast de 10 kenmerken zoals hierboven weergegeven). Tot slot worden de analyses per cohortjaar afzonderlijk uitgevoerd. Dit omdat de samenhang tussen de kenmerken en gedupeerdheid kan veranderen door de tijd heen, omdat het terugvorderingsbeleid van de Belastingdienst/Toeslagen over de tijd heen aanpassingen heeft gekend (zie bijvoorbeeld hoofdstuk 2).

5.3. Resultaten matching

Het eerste model (één op één matching met nearest neighbour) is in dit onderzoek uiteindelijk gebruikt om de smalle vergelijkingsgroep samen te stellen. De reden hiervoor is dat via deze methode voor alle gedupeerden een geschikte match gevonden kon worden én dat voor alle kenmerken die in het model opgenomen zijn er geen significante verschillen meer waren tussen de gedupeerden en de niet-gedupeerden in de smalle vergelijkingsgroep. Dit geldt ook voor alle cohortjaren afzonderlijk.

Ter illustratie staan hieronder voor herkomst (meest bepalend voor dupering), voor type huishouden (bepalend voor kinderbeschermingsmaatregelen) en voor huishoudinkomen (voor beiden belangrijk) de verschillen tussen de groepen weergegeven.³³⁾  Zoals in onderstaande figuren te zien is, zijn er duidelijke verschillen op deze kenmerken tussen de gedupeerden en de brede vergelijkingsgroep (zie ook vorige hoofdstuk), maar zijn er geen significante verschillen tussen de groep gedupeerden en de smalle vergelijkingsgroep. Dit geldt voor alle kenmerken die meegenomen zijn in het matchingsproces. Met andere woorden, door middel van matching is een smalle vergelijkingsgroep geselecteerd uit de brede vergelijkingsgroep die op belangrijke kenmerken vergelijkbaar is met de gedupeerden.

In dit hoofdstuk wordt beschreven of gedupeerden van de toeslagenaffaire disproportioneel te maken hebben gekregen met kinderbeschermingsmaatregelen. Hiervoor is in kaart gebracht hoeveel gedupeerden te maken hebben gehad met een kinderbeschermingsmaatregel na dupering en hoeveel vóór dupering. Deze resultaten worden vergeleken met de smalle vergelijkingsgroep. Deze groep is op relevante kenmerken vergelijkbaar met de groep gedupeerden (zie vorige hoofdstuk). Ter informatie wordt ook van de brede vergelijkingsgroep weergegeven in welke mate deze groep te maken heeft gehad met kinderbeschermingsmaatregelen. Per jaar krijgt ongeveer 1,2 procent van de kinderen te maken met een kinderbeschermingsmaatregel.³⁴⁾ In dit onderzoek worden de analyses niet op kindniveau, maar op het niveau van huishoudens gedaan. Hierdoor liggen de percentages in dit onderzoek voor de brede vergelijkingsgroep wat lager (in één huishouden kunnen meerdere kinderen een kinderbeschermingsmaatregel krijgen).

Er is voor deze analyse gekeken naar de minderjarige kinderen die in het jaar voorafgaand aan dupering/selectie tot het huishouden van de aanvrager behoorden. Dit hoeven geen juridische kinderen te zijn, maar kunnen bijvoorbeeld ook kinderen zijn van een (nieuwe) partner. Aangezien zij echter op hetzelfde adres wonen, kan verwacht worden dat deze kinderen in het dagelijkse leven onder de opvoedsfeer van deze aanvrager vallen (en dat de situatie van deze aanvrager wat betreft dupering en/of gerelateerde problemen dus invloed zal hebben gehad op deze kinderen).

In Figuur 6.1.1. is het verloop van kinderbeschermingsmaatregelen in de drie verschillende groepen weergegeven over de tijd heen.³⁵⁾ Er is weergegeven hoeveel procent van de huishoudens in de verschillende groepen per jaar te maken had met een kinderbeschermingsmaatregel in het huishouden. Jaar t is hierbij het jaar van dupering/selectie (1 januari tot en met 31 december). In totaal worden 5 jaren bekeken (het jaar voor dupering/selectie (t-1) tot en met 3 jaar na dupering/selectie (t+3)). Zoals duidelijk wordt in deze grafiek hebben gedupeerden vaker kinderbeschermingsmaatregelen in het gezin dan niet-gedupeerden uit de brede vergelijkingsgroep (respectievelijk rond de 3 procent en minder dan 1 procent). Dit lijkt echter niet te komen door dupering, maar door de kenmerken van deze gedupeerden. Ook voor dupering (t-1) hebben gedupeerden namelijk vaker kinderbeschermingsmaatregelen in het gezin dan personen uit de brede vergelijkingsgroep. Ook is er geen sprake van een significante stijging voor de gedupeerden over de tijd heen (het percentage kinderbeschermingsmaatregelen in het gezin schommelt over de tijd heen tussen de 2,5 en de 3 procent). Indien vergeleken wordt met de smalle vergelijkingsgroep (die dezelfde kenmerken heeft als de gedupeerdengroep) hebben gedupeerden zowel voor als na dupering niet vaker te maken met kinderbeschermingsmaatregelen; het percentage ligt voor beide groepen rond de 3 procent. Er lijken in de figuur kleine verschillen te zijn tussen de gedupeerden en de smalle vergelijkingsgroep, maar deze zijn niet statistisch significant. Voor alle afzonderlijke jaren (t-1 tot en met t+3) hebben de gedupeerden niet vaker (of minder vaak) kinderbeschermingsmaatregelen in het gezin dan de smalle vergelijkingsgroep.³⁶⁾  Dat er ook op t-1 geen significante verschillen waren tussen deze groepen toont, net als de resultaten uit het vorige hoofdstuk, dat door matching een geschikte vergelijkingsgroep is samengesteld.

Ook hier wordt duidelijk dat gedupeerden vaker dan de brede vergelijkingsgroep in aanraking komen met kinderbeschermingsmaatregelen (respectievelijk 4 procent en 1 procent). In vergelijking met de smalle vergelijkingsgroep komen kinderbeschermingsmaatregelen bij gedupeerden niet vaker voor na dupering/selectie (voor beide groepen ongeveer 4 procent). Significantietoetsen laten ook zien dat kinderbeschermingsmaatregelen na dupering/selectie in vergelijking met voor dupering/selectie bij gedupeerden niet vaker voorkomen dan bij de smalle vergelijkingsgroep. Gemiddeld genomen lijkt het feit dat iemand gedupeerd is geraakt, de kans op een kinderbeschermingsmaatregel niet verder verhoogd te hebben in vergelijking met vergelijkbare niet-gedupeerden. Dit sluit niet uit dat er bepaalde (subgroepen) gedupeerden zijn die wel als gevolg van de toeslagenaffaire en mogelijke opeenstapeling van problemen vaker te maken hebben gekregen met kinderbeschermingsmaatregelen. Daarom zijn verkennende analyses uitgevoerd om te kijken of er voor bepaalde subgroepen van gedupeerden wel effecten van de toeslagenaffaire te vinden waren. Meer specifiek is gekeken naar het hebben van een laag huishoudinkomen, alleenstaande ouders en het al dan niet hebben van een migratieachtergrond. Hier werden geen significantie interactie-effecten gevonden die suggereren dat dit effect er voor bepaalde subgroepen wel is (zie bijlage 4 voor een overzicht van de belangrijkste toetsen die uitgevoerd zijn).

• Dit is het eerste multivariate kwantitatieve onderzoek waarin de kenmerken van gedupeerden van de toeslagenaffaire onderzocht zijn. Dit onderzoek bevestigt het beeld dat personen die zelf en/of van wie hun ouders niet in Nederland geboren zijn een grotere kans hebben om gedupeerd te raken. Van personen die niet gedupeerd zijn geraakt door de toeslagenaffaire is 78 procent zelf in Nederland geboren en de beide ouders ook. Bij gedupeerden van de toeslagenaffaire is dit 29 procent.

• De groep gedupeerden was ook voor dupering al kwetsbaar. Zo zijn gedupeerden sterk oververtegenwoordigd in de laagste inkomensklassen: 44 procent van de gedupeerden heeft een huishoudinkomen dat behoort tot de laagste 20 procent van Nederland en bij niet-gedupeerde aanvragers van kinderopvangtoeslag is dit 11 procent.

• Ook voor dupering hebben gedupeerden vaker te maken met kinderbeschermingsmaatregelen dan niet gedupeerden. In het jaar voor dupering heeft ongeveer 3 procent van de gedupeerden een kinderbeschermingsmaatregel in het gezin en bij niet-gedupeerden is dat minder dan 1 procent.

• Er is in dit onderzoek geen bewijs gevonden dat gedupeerden als gevolg van dupering extra vaak kinderbeschermingsmaatregelen opgelegd hebben gekregen in het gezin. Er is geen significante stijging in kinderbeschermingsmaatregelen waar te nemen na dupering én gedupeerden hebben na dupering niet vaker kinderbeschermingsmaatregelen in vergelijking met een groep niet-gedupeerden die dezelfde kenmerken heeft.

• Gemiddeld genomen heeft de dupering dus niet gezorgd voor extra kinderbeschermingsmaatregelen bij gedupeerden. Er is in dit onderzoek ook geen bewijs gevonden dat bepaalde subgroepen gedupeerden (bijvoorbeeld personen met een laag huishoudinkomen, alleenstaande ouders of personen met een migratieachtergrond) als gevolg van dupering wel disproportioneel in aanraking gekomen zijn met kinderbeschermingsmaatregelen na dupering. Dit betekent niet dat het uitgesloten kan worden dat er individuele gedupeerden zijn die als gevolg van de toeslagenaffaire dermate in de problemen zijn gekomen dat er kinderbeschermingsmaatregelen ingezet moesten worden.

• Op dit moment is voor het CBS enkel informatie beschikbaar over of een persoon geregistreerd is als gedupeerde van de toeslagenaffaire of niet. Er is bijvoorbeeld geen informatie beschikbaar over de mate waarin personen gedupeerd zijn geraakt. Mogelijk zijn personen die een zeer hoge “schuld” hadden bij de Belastingdienst wel dermate in de problemen geraakt dat zij na dupering vaker te maken hebben gekregen met kinderbeschermingsmaatregelen. Enkel indien aanvullende informatie beschikbaar komt, zou het CBS dit kunnen onderzoeken.

• Het CBS beschikt niet over de dossiers die ten grondslag liggen aan de kinderbeschermingsmaatregelen. Het CBS weet dan ook niet wat de reden voor dergelijke maatregelen zijn.

• In dit onderzoek is enkel gekeken naar de relatie tussen gedupeerdheid en kinderbeschermingsmaatregelen. In vervolgonderzoek zou ook aandacht besteed kunnen worden aan andere problemen die het gevolg kunnen zijn van slachtoffer worden van de toeslagenaffaire. Denk hierbij aan financiële problemen die gedupeerde gezinnen ondervonden kunnen hebben.

Zoals bij alle CBS-onderzoeken staat de privacy van onderzochte personen ook in dit onderzoek centraal. UHT heeft via een beveiligde omgeving een bestand aangeleverd met daarin de burgerservicenummers (BNS’s) van de gedupeerden. Na binnenkomst van het bestand is het proces van anonimiseren ingezet. Dit betekent dat alle identificerende variabelen uit het bestand gehaald worden. Vervolgens is op basis van de BSN’s een anonieme koppelsleutel toegevoegd (en zijn de BSN’s verwijderd). Dit is een persoonlijk nummer dat alle personen in de basisregistratie personen (BRP) bij het CBS hebben en dat buiten het CBS betekenisloos is (het is onmogelijk om dit nummer te herleiden naar specifieke personen). Slechts een beperkt aantal personen binnen het CBS is betrokken bij dit proces van anonimiseren. Voor de overige personen binnen het CBS, en dus ook voor de onderzoekers van dit project, zijn de BSN’s niet zichtbaar geweest in de bestanden waarmee gewerkt is.

Door middel van de anonieme koppelsleutel zijn alle benodigde bestanden aan elkaar gekoppeld (bijvoorbeeld het UHT-bestand met de BRP). Ook hier geldt dat slechts een beperkt aantal personen binnen het CBS toegang heeft tot alle bestanden. Onderzoekers moeten altijd een analyseplan voorleggen waarin duidelijk gemaakt wordt welke variabelen voor welk onderzoek met welke reden opgevraagd worden. Hierbij wordt een check op doelbinding gedaan: is het betreffende bestand echt nodig om de onderzoeksvraag te beantwoorden? Voor sommige databronnen moet daarnaast expliciet toestemming gevraagd wordt aan de externe leverancier van de data.

Het CBS heeft op basis van de CBS-wet tot taak het van overheidswege verrichten van statistisch onderzoek ten behoeve van praktijk, beleid en wetenschap en het openbaar maken van de op grond van zodanig onderzoek samengestelde statistieken. Het CBS gebruikt de beschikbare gegevens dus alleen als dit ten dienste komt van een onderzoek dat het CBS op vraag van overheidsorganisaties, in dit geval de Inspectie Justitie en Veiligheid, uitvoert.³⁷⁾ Naast de juridische afweging of het CBS een verzoek om aanvullend statistisch onderzoek mag uitvoeren, wordt ook stil gestaan bij de ethische aspecten van een statistisch verzoek. Daarom heeft het CBS een ethische commissie bestaande uit een aantal inhoudelijk experts. De ethische commissie maakt de afweging of de maatschappelijke baten van een onderzoek opwegen tegen de lasten (waaronder de emotionele belasting voor betrokkenen). Ook voor dit onderzoek is deze ethische commissie om advies gevraagd. De ethische commissie heeft vervolgens, vanwege het maatschappelijke belang van het onderzoek in combinatie met de beschikbare data en capaciteiten, een positief advies gegeven.

Daarnaast wordt bij alle CBS-onderzoeken gezorgd dat de onderzoeksresultaten nooit te herleiden zijn naar individuele personen. Als een bepaalde uitsplitsing resulteert in te lage aantallen (en daarmee mogelijk herleidbaar zijn naar specifieke individuen) worden de resultaten niet gepubliceerd. Ook worden de aantallen in de tabellen afgerond (in dit geval op minimaal vijftallen). Verder levert het CBS nooit herkenbare persoonsgegevens aan derden. De Inspectie Justitie en Veiligheid heeft dan ook geen toegang tot de bestanden die voor dit onderzoek gebruikt zijn. Meer informatie over hoe het CBS bij alle onderzoeken rekening houdt met de privacy is te vinden op de website van het CBS.

Demografische kenmerken

• Geslacht van aanvrager

Er wordt onderzocht of het geslacht van de aanvrager van de kinderopvangtoeslag (man of vrouw) samenhangt met de kans op gedupeerdheid en met de kans op het opgelegd krijgen van een kinderbeschermingsmaatregel bij één of meerdere kinderen in het huishouden.

• Leeftijd van de aanvrager

Ook leeftijd van de aanvrager wordt meegenomen in de analyses. Hiervoor worden de volgende categorieën gebruikt:

1. Jonger dan 30 jaar
2. Tussen de 30 en 40 jaar
3. Tussen de 40 en 50 jaar
4. 50 jaar en ouder

Hiervoor is gekeken naar de leeftijd in het jaar voor dupering/selectie.

• Leeftijd bij geboorte eerste kind

Verder wordt gekeken naar de leeftijd waarop de aanvrager van de kinderopvangtoeslag voor het eerst ouder is geworden van een juridisch kind. Hiervoor worden in dit onderzoek de volgende categorieën onderscheiden:

1. Jonger dan 25 jaar
2. Tussen de 25 en 35 jaar
3. Tussen de 35 en 55 jaar
4. Aanvrager heeft geen juridisch kind
5. Onbekend

De leeftijdscategorieën zijn gebaseerd op de gemiddelde leeftijd waarop personen in Nederland voor het eerst een kind krijgen worden.³⁸⁾

• Burgerlijke staat van aanvrager

Dit betreft de burgerlijke staat zoals afgeleid uit verbintenisgegevens in de BRP. De volgende categorieën worden onderscheiden:

1. Gehuwd of partnerschap. Wettelijke verbintenis tot het samenleven van twee personen of burgerlijke staat die ontstaat na het aangaan van een geregistreerd partnerschap.³⁹⁾
2. Ongehuwd. Burgerlijke staat die aangeeft dat een persoon nog nooit een huwelijk heeft gesloten of een geregistreerd partnerschap is aangegaan.
3. Overig of onbekend. Hieronder valt onder andere verweduwd (burgerlijke staat die ontstaat na ontbinding van een wettig huwelijk of geregistreerd partnerschap door overlijden van de partner) en gescheiden (burgerlijke staat die ontstaat na ontbinding van een huwelijk door echtscheiding of na ontbinding van een geregistreerd partnerschap anders dan door het overlijden van de partner. Exclusief personen die gescheiden zijn van tafel en bed want zij blijven formeel gehuwd/geregistreerd partner.)

Het gaat hierbij om de burgerlijke staat van de aanvrager op 31 december in het jaar voor dupering/selectie.

• Herkomst en herkomstland aanvrager ⁴⁰⁾

Om herkomst in kaart te brengen wordt gebruik gemaakt van de nieuwe CBS-indeling.⁴¹⁾  Hierbij wordt eerst gekeken of iemand zelf in Nederland of in het buitenland geboren is en vervolgens waar de ouders geboren zijn. Dit resulteert in de volgende categorieën:

- In Nederland geboren

• beide ouders in Nederland geboren
• één ouder in buitenland geboren
• twee ouders in buitenland geboren

- Niet in Nederland geboren

• beide ouders in Nederland geboren
• één ouder in buitenland geboren
• twee ouders in buitenland geboren

Vervolgens wordt het herkomstland bepaald. Bij mensen die in het buitenland zijn geboren, is het herkomstland hun eigen geboorteland. Bij mensen die in Nederland geboren zijn, is het herkomstland bepaald door het geboorteland van de ouders. Wanneer beide ouders in het buitenland zijn geboren, is het geboorteland van de moeder leidend in het bepalen van de herkomst. De geboortegegevens van de moeder zijn namelijk vaker bekend dan die van de vader. Wanneer de moeder in Nederland is geboren of het geboorteland van de moeder onbekend is, dan wordt het geboorteland van de vader gebruikt. Voor herkomstland worden in lijn met de nieuwe CBS-indeling de volgende categorieën onderscheiden: Nederland, Europa (exclusief Nederland), Turkije, Marokko, Suriname, Nederlandse Cariben en Overig Buiten-Europa.

• Woonprovincie van het huishouden

Om regionale spreiding⁴²⁾  van gedupeerdheid en de kans op het opgelegd krijgen van een kinderbeschermingsmaatregel in kaart te brengen wordt gekeken naar de provincie waarin de aanvragers (volgens de BRP) op 31 december in het jaar voor dupering/selectie woonden:

1. Drenthe
2. Flevoland
3. Friesland
4. Gelderland
5. Groningen
6. Limburg
7. Noord-Brabant
8. Noord-Holland
9. Overijssel
10. Utrecht
11. Zeeland
12. Zuid-Holland.

• Stedelijkheidsgraad woongemeente van huishouden

Als laatste demografisch kenmerk wordt gekeken naar de stedelijkheid van de gemeente waarin personen in het jaar voor dupering/selectie woonden. De indeling van gemeenten naar stedelijkheid is gebaseerd op de omgevingsadressendichtheid van de gemeente.⁴³⁾  Allereerst is voor ieder adres binnen een gemeente de adressendichtheid vastgesteld van een gebied met een straal van 1 km rondom dat adres. De omgevings-adressendichtheid van een gemeente is de gemiddelde waarde hiervan voor alle adressen binnen die gemeente. De volgende klassen worden onderscheiden:

1. Zeer sterk stedelijk (omgevingsadressendichtheid van 2 500 of meer);
2. Sterk stedelijk (omgevingsadressendichtheid van 1 500 tot 2 500);
3. Matig stedelijk (omgevingsadressendichtheid van 1 000 tot 1 500);
4. Weinig stedelijk (omgevingsadressendichtheid van 500 tot 1 000);
5. Niet-stedelijk (omgevingsadressendichtheid van minder dan 500).
6. Onbekend

Huishoudenssituatie

• Huishoudtype

Dit is een typering van een huishouden op basis van de onderlinge relaties van de personen binnen een huishouden. Dit is gebaseerd op de basisregistratie personen (BRP). Er is gekeken naar het huishouden van aanvragers op 31 december in t-1. In dit onderzoek worden onderstaande categorieën onderscheiden:

1. Paar met kinderen: Twee personen die één of meer thuiswonende kinderen hebben. Dit kunnen gehuwde paren (twee personen die met elkaar gehuwd zijn of een geregistreerd partnerschap hebben gesloten) en ongehuwde paren (hebben een samenwoonrelatie, maar zijn niet met elkaar gehuwd of hebben geen partnerschapsregistratie gesloten) zijn. Ook een overig lid (persoon die anders dan als partner of als thuiswonend kind deel uitmaakt van een particulier huishouden) kan tot deze huishoudensvorm behoren, bijvoorbeeld een inwonende oma.
2. Eenouderhuishouden: Particulier huishouden bestaande uit één ouder met één of meer thuiswonende kinderen. Ook een overig lid (persoon die anders dan als ouder in een eenouderhuishouden of als thuiswonend kind deel uitmaakt van een particulier huishouden) kan tot deze huishoudensvorm behoren.
3. Overig huishouden: Particulier huishouden dat uitsluitend bestaat uit overige leden (personen die anders dan als partner, ouder in een eenouderhuishouden of als thuiswonend kind deel uitmaken van een particulier huishouden). Te denken valt hierbij bijvoorbeeld aan twee broers die samen één huishouding vormen. Ook personen voor wie het huishouden onbekend is, vallen in deze categorie. Ook eenpersoonshuishouden (particulier huishouden bestaande uit één persoon), paren zonder kinderen (twee personen die een samenwoonrelatie hebben en geen thuiswonende kinderen hebben op het peilmoment) worden voor dit onderzoek bij deze categorie ingedeeld.⁴⁴⁾

• Aantal kinderen in het huishouden

Voor dit kenmerk is gekeken naar het adres waar personen wonen volgens de BRP. Om het aantal kinderen in het huishouden af te leiden wordt gekeken naar alle minderjarige kinderen in het huishouden waar de aanvrager woont (kinderen tot 18 jaar). Dit zijn niet enkel juridische kinderen van de aanvrager, maar kunnen bijvoorbeeld ook kinderen van de (nieuwe) partner zijn. In dit onderzoek wordt een onderscheid gemaakt tussen 0, 1, 2, 3 en 4 of meer kinderen in het huishouden. Ook hier gaat het om het de huishoudsituatie op 31 december in het jaar voor dupering/selectie. Hierdoor kan het aantal kinderen op dat specifieke moment 0 zijn (ondanks dat de personen eerder wel kinderopvangtoeslag ontvangen hebben en dus kinderen in het huishouden gehad hebben of co-ouder zijn geweest waarbij het kind bij de andere ouder stond ingeschreven in de BRP).

• Leeftijd van kinderen in het huishouden

Van bovenstaande kinderen (personen tot 18 jaar die in hetzelfde huishouden wonen als de aanvrager in het jaar voor dupering/selectie) is ook naar de leeftijd gekeken. In lijn met CBS-publicaties over jeugdbescherming worden de volgende leeftijdscategorieën onderscheiden:

1. 0 tot 4 jaar
2. 4 tot 8 jaar
3. 8 tot 12 jaar
4. 12 tot 18 jaar
5. Onbekend

Deze variabele wordt zowel aangemaakt voor de leeftijd van het jongste kind als voor de leeftijd van het oudste kind in het huishouden. Het peilmoment hiervoor is 31 december in het jaar voor dupering/selectie. Het gaat hierbij om de leeftijd van kinderen die in het huishouden van de aanvrager woonden ongeacht of hier wel of geen kinderopvangtoeslag voor is aangevraagd.

• Aanvraag voor niet-juridisch kind

Er is in het onderzoek ook gekeken of het kind waar kinderopvangtoeslag voor aangevraagd is (in de periode t-5 tot en met t) een juridisch kind van de aanvrager is. Voor een vrouw is er sprake van een juridisch kind als het kind uit de vrouw geboren is of als de vrouw het kind officieel geadopteerd heeft. Voor mannen is sprake van een juridisch kind als de man bij de geboorte met de moeder is gehuwd, of wanneer hij het kind of de ongeboren vrucht heeft erkend, of wanneer het vaderschap door een rechter is vastgesteld of wanneer hij het kind geadopteerd heeft.⁴⁵⁾ Deze variabele krijgt de waarde 0 bij een aanvrager als alle kinderen voor wie hij/zij een kinderopvangtoeslag heeft aangevraagd zijn/haar juridische kinderen zijn. Als minimaal één kind niet een juridisch kind is van de aanvrager dan heeft de aanvrager een 1 op deze variabele. Dit kan bijvoorbeeld voorkomen bij zogenoemde samengestelde gezinnen.

• Aantal jaar aanvraag kinderopvangtoeslag

Zoals in hoofdstuk 3 aangegeven, is gekeken naar personen die in de periode t-5 tot en met t kinderopvangtoeslag ontvangen hebben (dus voor 2012 is gekeken naar aanvragers van kinderopvangtoeslag van 2007 tot en met 2012). Vervolgens is gekeken hoe lang personen in deze periode kinderopvangtoeslag aangevraagd hebben. De minimale waarde is één keer (want iedereen die geselecteerd is voor deze analyse heeft minimaal één keer kinderopvangtoeslag aangevraagd in deze periode) en de maximale score is zes keer (een persoon heeft elk jaar in de periode t-5 tot en met t kinderopvangtoeslag ontvangen).

• Verhuisbewegingen van het huishouden

In het onderzoek is ook gekeken of aanvragers verhuisd zijn. Hiervoor wordt gekeken naar het adres van de aanvrager (wederom volgens de BRP) op 31 december in het jaar voor dupering/selectie en wordt gekeken of dit adres in de drie jaren (ook op 31 december) daarvoor hetzelfde is geweest (ja of nee).

• Wisseling van partner

In het domein huishoudenssituatie is als laatste gekeken of er wisselingen van partners zijn geweest (indien deze aanwezig was in het jaar voor dupering). Hiervoor wordt gekeken naar de partner van een aanvrager. Het gaat hier expliciet over samenwonende partners. Dus partners die op hetzelfde adres wonen. Dit kunnen zowel gehuwde als ongehuwde partners zijn. Er wordt gekeken naar de partner van de aanvrager op 31 december in het jaar voor dupering/selectie en vervolgens wordt gekeken of de aanvrager in de 3 jaar daarvoor (ook op 31 december) wel of niet dezelfde samenwonende partner had. Indien personen niet met aan partner woonden in het jaar voor dupering zijn deze personen ingedeeld bij de categorie “geen wisseling”.

Onderwijs en sociaaleconomische situatie

• Hoogste opleidingsniveau aanvrager

Hiervoor wordt naar het hoogst behaalde opleidingsniveau van de aanvrager gekeken. Hierbij is gekeken naar het opleidingsniveau in het jaar voor dupering/selectie. De volgende categorieën worden onderscheiden:

1. Laag: Dit omvat onderwijs op het niveau van basisonderwijs, het vmbo, de eerste 3 leerjaren van havo/vwo en de entreeopleiding, de voormalige assistentenopleiding (mbo1).
2. Middelbaar: Dit omvat de bovenbouw van havo/vwo, de basisberoepsopleiding (mbo2), de vakopleiding (mbo3) en de middenkader- en specialistenopleidingen (mbo4).
3. Hoog: Dit omvat onderwijs op het niveau van hbo of wo.
4. Onbekend: Het opleidingsniveau is niet beschikbaar voor iedereen in de gehele bevolking, naarmate mensen ouder zijn neemt de dekkingsgraad van de bronbestanden af.

• Kinderen is het huishouden die voortijdig schoolverlater zijn

Hierbij is bekeken of iemand het (bekostigd) onderwijs heeft verlaten en niet in het bezit is van een startkwalificatie. Het bezit van een startkwalificatie houdt in dat iemand ten minste een afgeronde havo- of vwo-opleiding, een basisberoepsopleiding (mbo niveau 2) of een oude opleiding van vergelijkbaar niveau heeft. Er wordt gekeken naar kinderen in het huishouden voor dupering/selectie en van deze kinderen wordt in kaart gebracht of er bij minimaal één kind in het jaar voor dupering/selectie sprake was van voortijdig schoolverlaten (ja of nee).

• Koop- of huurwoning (wel/geen huurtoeslag)

Verder is in het onderzoek gekeken of de aanvrager op 31 december in het jaar voor dupering/selectie in een eigen woning of huurwoning woont en als hij/zij in een huurwoning woont of er wel of geen huurtoeslag ontvangen wordt. Meer specifiek worden de volgende categorieën onderscheiden:

1. Eigen woning
2. Huurwoning met huurtoeslag
3. Huurwoning zonder huurtoeslag
4. Institutioneel of onbekend huishouden

• Huishoudensinkomen

Een ander kenmerk rondom de sociaaleconomische situatie dat is bekeken in dit onderzoek, is het besteedbaar huishoudensinkomen in het jaar voor dupering/selectie. Het besteedbaar inkomen van een huishouden bestaat uit het bruto-inkomen verminderd met betaalde inkomensoverdrachten zoals alimentatie van de ex-echtgeno(o)t(e), premies inkomensverzekeringen zoals premies betaald voor sociale verzekeringen, volksverzekeringen en particuliere verzekeringen in verband met werkloosheid, arbeidsongeschiktheid en ouderdom en nabestaanden, premies ziektekostenverzekeringen, en belastingen op inkomen en vermogen. Om een zinvolle vergelijking te maken tussen verschillende soorten huishoudens wordt gekeken naar het gestandaardiseerde huishoudensinkomen. Dit betekent dat inkomens van huishoudens van verschillende grootte en samenstelling vergelijkbaar gemaakt worden. Hiervoor worden equivalentiefactoren gebruikt die rekening houden met het aantal volwassenen en kinderen (naar leeftijd) in een huishouden. Voor dit onderzoek wordt gewerkt met kwintielen:

1. 20 procent huishoudens met de laagste inkomens
2. Tweede 20 procent
3. Derde 20 procent
4. Vierde 20 procent
5. 20 procent huishoudens met de hoogste inkomens
6. Onbekend

• Vermogen van het huishouden

Het vermogen van een huishouden is het saldo van de bezittingen en de schulden in het jaar voor dupering/selectie. Voor bezittingen van het huishouden wordt gekeken naar de totale waarde aan bank- en spaartegoeden en effecten, obligaties en aandelen, de eigen woning, ondernemingsvermogen en de overige bezittingen van een huishouden. De schulden betreffen de hypotheekschuld van de eigen woning, studieschulden en overige schulden zoals voor consumptieve doeleinden, de financieringen van aandelen, obligaties of rechten op periodieke uitkeringen, schulden voor de financiering van de tweede woning of ander onroerend goed. In dit onderzoek worden de volgende categorieën onderscheiden:

1. Minder dan 0 euro (meer schulden dan bezittingen)
2. 0 tot 50 duizend euro
3. 50 duizend euro of meer
4. Onbekend

• Belangrijkste inkomensbron van het huishouden

Hiervoor wordt gekeken naar de bron waaruit een huishouden het meeste inkomen ontvangen heeft in het jaar voor dupering/selectie. Hierbij worden de volgende categorieën onderscheiden:

1. Loon als werknemer
2. Inkomen uit eigen onderneming
3. Bijstandsuitkering en/of uitkering overige sociale voorzieningen⁴⁶⁾
4. Werkloosheidsuitkering
5. Arbeidsongeschiktheid-/ziektewetuitkering⁴⁷⁾
6. Onbekend inkomen of overig inkomen (inkomen uit vermogen, studiefinanciering of pensioenuitkering).

• Wanbetaler zorgverzekeringswet in het huishouden

Per 1 september 2009 is de Wet structurele maatregelen wanbetalers zorgverzekering in werking getreden. In het kader van deze wet worden wanbetalers opgespoord. Hiervoor doen zorgverzekeraars opgave aan het CAK (tot 2016 was dit aan het Zorginstituut Nederland) van hun verzekerden met een premieachterstand van ten minste zes maanden. Het CAK int vervolgens een bestuursrechtelijke premie (dat wil zeggen een verhoogde premie) door middel van inhouding op het loon of de uitkering (bronheffing). Als bronheffing niet (geheel) mogelijk is, wordt de premie met behulp van het Centraal Justitieel Incasso Bureau (CJIB) geïncasseerd. Wanbetalers van de zorgverzekeringswet zijn personen die minimaal 6 maanden geen premie voor hun basisverzekering betaald hebben, op peildatum in de Basisregistratie personen (BRP) staan ingeschreven, aangemeld zijn bij het CAK, in het bestuursrechtelijke premieregime zitten en 18 jaar of ouder zijn. Voor dit onderzoek is gekeken of de aanvrager zelf en/of zijn/haar huishoudleden in het jaar voor dupering/selectie geregistreerd stonden als wanbetaler van de zorgverzekeringswet (ja of nee).

• WSNP-traject

Hiervoor wordt gekeken of personen al dan niet een traject in het kader van Wet Schuldsanering Natuurlijk Persoon (WSNP) in het huishouden hadden lopen. Dit zijn door de rechter uitgesproken trajecten van schuldsanering die personen in een problematische schuldsituatie de mogelijkheid bieden om schuldenvrij te worden. Tijdens het schuldsaneringstraject betaalt de schuldenaar onder toezicht van een bewindvoerder en volgens een strikt regime zoveel mogelijk van de schulden af. Daarbij wordt de medewerking van schuldeisers afgedwongen. Er zijn meerdere voorwaarden. Zo mogen er geen nieuwe schulden gemaakt worden. Als de schuldenaar zich aan de afspraken heeft gehouden kan de rechter na drie jaar een zogeheten schone lei verlenen waarna restschulden niet meer opeisbaar zijn. Er wordt gekeken of iemand in het huishouden van de aanvrager (inclusief de aanvrager zelf) wel of niet een dergelijk traject had lopen in het jaar voor dupering/selectie.

Zorggebruik

• Ontvangen GGZ

Hierbij is gekeken of personen één of meer vormen van curatieve (geneeskundige) geestelijke gezondheidszorg (GGZ) in het kader van de Zorgverzekeringswet (Zvw) hebben ontvangen (zorg die door de basisverzekering vergoed wordt).⁴⁸⁾  Krijgt de verzekerde een voorschrift mee voor bijvoorbeeld een geneesmiddel, dan valt deze zorg buiten de GGZ maar onder de farmaceutische zorg. Voor dit onderzoek is gekeken naar de aanvrager en naar eventuele huishoudleden die in het jaar voor dupering in het huishouden van de aanvrager zaten. Van deze personen (aanvrager plus eventuele overige huishoudleden) is in kaart gebracht of zij in de 3 jaar voor dupering/selectie al dan niet GGZ ontvangen hebben.

• Gebruik psychofarmaca bij huishoudleden

Om meer zicht te krijgen op het geestelijk welbevinden van personen (en de aanwezigheid van eventuele problemen op dit gebied in het huishouden) wordt gekeken naar gebruik van psychofarmaca. Psychofarmaca zijn medicijnen die ingezet worden bij de behandeling van psychiatrische aandoeningen en psychologische problemen. Meer specifiek wordt gekeken of personen de volgende medicijnen gebruiken (of in ieder geval voorgeschreven en vergoed hebben gekregen): Antipsychotica, anxiolytica, hypnotica en sedativa, antidepressiva en psychostimulantia (middelen voor adhd en nootropica). Er wordt gekeken of deze medicijnen in de 3 jaar voor dupering/selectie zijn verstrekt aan huishoudleden die in het jaar voor dupering in het huishouden van de aanvrager zaten en/of de aanvrager zelf (ja of nee).

• Gebruik medicijnen bij verslavingen

Als laatste kenmerk rondom medicijngebruik wordt gekeken of mensen al dan niet gebruik maken van medicijnen die samenhangen met verslavingen (middelen bij alcoholverslaving en opioïdverslaving). Ook hier wordt gekeken of personen die in het jaar voor dupering/selectie in hetzelfde huishouden woonden als de aanvrager en/of de aanvrager zelf deze medicijnen verstrekt hebben gekregen in de 3 jaar voor dupering/selectie (ja of nee).

• Wmo-gebruik bij huishouden

De Wet maatschappelijke ondersteuning (Wmo) stelt gemeenten verantwoordelijk voor het ondersteunen van de zelfredzaamheid en participatie van mensen met een beperking, chronische psychische of psychosociale problemen. Het omvat ondersteuning binnen het kader van de Wmo 2015 geleverd in de vorm van een product of dienst die is afgestemd op de wensen, persoonskenmerken, mogelijkheden en behoeften van een individu. Wmo-maatwerkvoorzieningen kunnen worden ingedeeld in de volgende hoofdgroepen:

• Ondersteuning thuis (begeleiding, persoonlijke verzorging, kortdurend verblijf, overige ondersteuning gericht op het individu of huishouden/gezin, dagbesteding, overige groepsgerichte ondersteuning en overige maatwerkarrangementen).
• Hulp bij het huishouden.
• Verblijf en opvang (beschermd wonen, opvang, spoedopvang en overige beschermd wonen en opvang).
• Hulpmiddelen en diensten (woondiensten, vervoersdiensten, rolstoelen, vervoervoorzieningen, woonvoorzieningen en overige hulpmiddelen).

Voor dit onderzoek is gekeken of minimaal één huishoudlid die in het jaar voor dupering in het huishouden van de aanvrager zat (inclusief de aanvrager zelf) in het jaar voor dupering gebruik gemaakt heeft van een Wmo-voorziening. Er zijn vanaf 2015 gegevens over Wmo beschikbaar. In dit onderzoek wordt gekeken naar kenmerken vóór dupering. Dit betekent dat Wmo enkel meegenomen kan worden voor de cohortjaren 2016 tot en met 2018.

• Licht verstandelijk beperking (LVB) registratie aanvrager en eventuele partner

In het onderzoek is ook gekeken of de aanvrager en/of een eventuele partner een licht verstandelijk beperking heeft. Volgens de gebruikte operationalisatie is sprake van een lichtverstandelijke beperking wanneer een persoon voldoet aan tenminste een van de volgende eisen: ontvangt een arbeidsongeschiktheidsuitkering met een diagnose met betrekking tot een licht verstandelijke beperking of heeft een WSW-indicatie.⁴⁹⁾ Er wordt, ook bij dit kenmerk, gekeken naar het jaar voor dupering/selectie.

• Registratie als verdachte binnen het huishouden

Tot slot is gekeken of huishoudleden die in het jaar voor dupering/selectie in het huishouden van de aanvrager zitten (inclusief de aanvrager zelf) ergens in de 3 jaar voor dupering/selectie geregistreerd zijn geweest als verdachte van het plegen van een misdrijf (ja of nee). Het betreft personen die geregistreerd zijn in het registratiesysteem Basis Voorziening Handhaving van de politie. Een persoon wordt door de politie geregistreerd als verdachte als een redelijk vermoeden van schuld aan een misdrijf bestaat.

In deze bijlage staan de resultaten van de difference in difference toetsen die uitgevoerd zijn voor dit onderzoek.⁵⁰⁾  Hiervoor wordt de groep gedupeerden (n = 4 100) vergeleken met de smalle vergelijkingsgroep (n = 4 100). Er wordt gekeken naar kinderbeschermingsmaatregelen in het gezin voor dupering/selectie (t-1) in vergelijking met kinderbeschermingsmaatregelen na dupering/selectie (t+1 tot en met t+3).⁵¹⁾

Caliendo, M., & Kopeinig, S. (2008). Some practical guidance for the implementation of propensity score matching. Journal of economic surveys, 22(1), 31-72.

Hosmer Jr, D. W., Lemeshow, S., & Sturdivant, R. X. (2013). Applied logistic regression (Vol. 398). John Wiley & Sons.

McFadden, D. (1974). Conditional logit analysis of qualitative choice behavior. Pp. 105-142 in P. Zarembka (ed.), Frontiers in Econometrics. Academic Press.

Rosenbaum, P. R., & Rubin, D. B. (1983). The central role of the propensity score in observational studies for causal effects. Biometrika, 70(1), 41-55.

Simonen, J. & McCann, P. (2008) Firm innovation: The influence of R&D cooperation and the geography of human capital inputs. Journal of Urban Economics, 64 (1), 146-154.