2. Data en methode

2.1 Vragenlijst

De minimumvoorbeeldbegrotingen van het Nibud zijn grofweg ingedeeld in vier hoofdgroepen: vaste lasten, reserveringsuitgaven, huishoudelijke uitgaven, en uitgaven voor sociale participatie. Tot de vaste lasten behoren uitgaven aan onder meer huur, energie, communicatie (telefoon, internet), en verzekeringen. Uitgaven aan kleding, inboedel, en onderhoud van huis of tuin zijn reserveringsuitgaven. Huishoudelijke uitgaven zijn de boodschappen voor onder andere voeding, was- en schoonmaakartikelen en persoonlijke verzorging. Sociale participatie omvat de kosten voor het sociaal meedoen in de samenleving. Hierbij valt te denken aan een lidmaatschap van een sport-, hobby- of muziekvereniging of de bibliotheek (zie Nibud, 2023)

Doel van het steekproefonderzoek was om voor een aantal goederen en diensten (verder aangeduid met items), al dan niet opgenomen in de minimumvoorbeeldbegrotingen (MVB), na te gaan of deze wel of niet noodzakelijk zijn voor mensen die op het bestaansminimum leven (in dit artikel kortweg ook aangeduid met: sociale minima). Van elke hoofdgroep zijn in de vragenlijst items voorgelegd die in 2023 wel of juist niet tot de MVB behoren. Respondenten konden voor die items op een schaal van 1 tot 5 aangeven hoe noodzakelijk zij die achten voor sociale minima. Een 1 betekende daarbij absoluut niet noodzakelijk en een 5 absoluut wel noodzakelijk. Aanvullend werd gevraagd of (het huishouden van) de respondent een item bezit of, bij bijvoorbeeld sociale participatie, er geld aan uitgeeft. Van items die respondenten niet hebben, werd tevens vastgesteld of dit om financiële of om andere redenen was. Bij de reserveringsuitgaven en de huishoudelijke uitgaven is daarnaast ook gevraagd waar (dure of goedkope winkels) en met welke frequentie mensen items (zoals kleding en schoenen) aanschaffen, en hoeveel ze per keer gemiddeld uitgeven (aan bijv. de wekelijkse boodschappen of kleding). 

De vragenlijst is in meer blokken (thema’s) ingedeeld dan de vier hoofdgroepen die Nibud hanteert. Die thema’s zijn: 

• woning en inboedel, 
• televisie, internet en telefonie, 
• verzekeringen, 
• vervoer, 
• voeding en andere uitgaven, 
• kleding en schoenen,
• sociale participatie. 

Verder zijn in de enquête vragen gesteld over het gebruik van gemeentelijke regelingen, het kunnen rondkomen, en over spaargeld. De onderwerpen gemeentelijke regelingen en rondkomen blijven hier onbesproken. De uitkomsten over spaargeld komen in dit rapport deels aan bod, maar zijn vooral gebruikt bij de bepaling van een vermogensgrens want de hoogte van het vermogen speelt in de nieuwe methodiek om armoede te meten ook mee (zie CBS, Nibud en SCP, 2024). 

2.2 Steekproef en dataverzameling

Het onderzoek is uitgevoerd via het LISS-panel van Centerdata. Dit panel bestaat uit circa 7,5 duizend panelleden die in ongeveer 5 duizend huishoudens leven. De steekproef voor het onderzoek is getrokken uit panelleden van 16 jaar of ouder die tot de huishoudenskern (die bestaat uit het hoofd en de eventuele partner) behoren. Deze kernleden hebben bovendien ingestemd met koppeling van hun gegevens aan CBS-gegevens. De bruto steekproef bestond uit 3 899 mensen en kwam tot stand door een selectie uit de laagste 15 procent inkomens en uit de hogere inkomens (een zogenaamde gestratificeerde steekproef). Bij de selectie is uitgegaan van het netto huishoudensinkomen zoals opgegeven door LISS-panelleden (zie vragenlijst), dat is gestandaardiseerd met de CBS-equivalentiefactoren (zie Wat is mijn koopkracht? | CBS). Om bij de uitkomsten lage inkomens te kunnen onderscheiden, was het van belang dat deze voldoende vertegenwoordigd waren. Met een beoogde respons van in totaal 2 500 waarin de laagste 15 procent inkomens in ieder geval niet ondervertegenwoordigd zouden zijn, zijn op basis van responspercentages uit het verleden (ruim 70 procent) alle 502 kernleden behorende tot die laagste 15 procent opgenomen in de bruto steekproef. Uit de hogere inkomens zijn aselect 3 397 kernleden getrokken. De vragenlijst is door 2 902 mensen volledig ingevuld, wat neerkomt op een responspercentage van ruim 74 procent. De respondenten hebben de vragen online beantwoord. 

2.3 Databewerking en weging

De in de enquête verzamelde gegevens van de 2 902 respondenten zijn verrijkt met het gestandaardiseerd besteedbaar inkomen in decielgroepen uit de CBS-Inkomensstatistiek van 2022 en met huishoudenstype en leeftijd uit de CBS-Bevolkingsstatistiek (stand 1 september 2023). Van respondenten van wie, ondanks dat ze toestemming gegeven hebben, de CBS-gegevens niet gekoppeld konden worden is (1) het inkomen geschat, en (2) zijn de leeftijd en het huishoudenstype zoals bekend uit de LISS-achtergrondgegevens overgenomen. Dat laatste betrof 118 respondenten. Voor 65 respondenten is het inkomen geschat door het gestandaardiseerde LISS-inkomen (zie paragraaf 2.2) te vergelijken met de decielgrenzen van het CBS-inkomen¹⁾ (zie StatLine). Was er geen LISS-inkomen, dan is uitgegaan van het gemiddeld CBS- inkomen in 2022 (35,4 duizend euro). Deze respondenten kwamen zo in de zesde decielgroep terecht.

Responsanalyse liet onder meer zien dat de laagste en de hoogste inkomens ondervertegenwoordigd waren. Zo behoorde bijna 5 procent tot de laagste decielgroep en 10 procent tot de hoogste. In de populatie was dat respectievelijk 7 en 12 procent²⁾. Ook waren respondenten tot 40 jaar met een partner ondervertegenwoordigd. Zonder kinderen was het aandeel in de netto steekproef 4,4 procent, met kinderen 4,8 procent. In de populatie was dat bijna 2 keer zoveel. De selectiviteit in de respons stemt overeen met het algemene beeld: jongeren nemen minder deel aan enquêtes dan ouderen, en mensen met een laag inkomen minder dan mensen met een hoog inkomen. Voor de selectiviteit is door weging zodanig gecorrigeerd dat de deelnemers aan het onderzoek een zo goed mogelijke representatieve vertegenwoordiging vormen van de doelpopulatie (mensen van 16 jaar of ouder in de huishoudenskern). Er is zowel gewogen naar een combinatie van huishoudenstype (alleenstaand, paar zonder kinderen, paar met kinderen, alleenstaande ouder, overig) en leeftijd (tot 40 jaar, 40 tot 65 jaar, 65 jaar of ouder) als naar decielgroepen van het (deels toegekende) inkomen (met een zogenaamde additief weegmodel). Alleenstaande ouders en overige huishoudenstypen zijn vanwege de kleine responsaantallen in de weging niet onderscheiden naar leeftijd. De andere huishoudenstypen wel. De weging zorgt ervoor dat de steekproef in ieder geval representatief is wat betreft leeftijd, huishoudenstype en inkomen van de doelgroep (mensen van 16 jaar of ouder in de huishoudenskern). Na weging blijft de vertegenwoordiging van mannen en vrouwen vrijwel gelijk aan die in de doelgroep: iets minder mannen dan vrouwen. De gewogen steekproef is dus een representatieve afspiegeling van de doelgroep naar geslacht, leeftijd, huishoudenstype en inkomen³⁾. Gewogen uitkomsten uit de steekproef geven een beeld van de opvattingen van die doelgroep.

2.4 Presentatie uitkomsten

Vragen over noodzaak en bezit

Om af te wegen of een item wel of niet nodig is voor mensen op het bestaansminimum, is een beslisboom opgesteld. In de beslisboom spelen een rol:

• Welk percentage van de doelgroep een item (absoluut) noodzakelijk vindt;
• Welk percentage van de laagste 20 procent inkomens in de doelgroep een item (absoluut) noodzakelijk vindt;
• Welk percentage van de laagste 20 procent het item bezit (of, bij bijvoorbeeld uitjes, er geld aan uitgeeft);
• Welk percentage van de niet-bezitters het item om financiële redenen niet bezit (of er geen geld aan uitgeeft).

Anders dan in de focusgroepen, waar de mening van sociale minima telde, is het uitgangspunt van de beslisboom de mening van de bevolking, vertegenwoordigd door de mening van de doelgroep. De beslisboom gaat daarom allereerst na hoe noodzakelijk de bevolking een item vindt. Als een meerderheid van minstens twee derde het item (absoluut) noodzakelijk⁴⁾ vindt, dan wordt het item nodig⁵⁾ geacht om te kunnen leven en mee te kunnen doen in de samenleving. Vindt een minderheid van maximaal een derde dat, dan is het item niet nodig. Zijn de meningen in de bevolking verdeeld (percentage tussen 33 tot 67 procent), dan wordt gekeken in welke mate de laagste groep het item bezit (of er geld aan uitgeeft). Bezit meer dan de helft het item, dan beschouwen we het als nodig. Als maximaal de helft het item bezit, valt de beslissing op basis van de reden van niet-bezit. Heeft meer dan de helft van de niet-bezitters aangegeven dat het niet-bezit om financiële redenen is, dan is het item nodig. Bij maximaal de helft niet. Zijn er te weinig (minder dan 100) respondenten om het bezit te bepalen, dan geeft de mening van de laagste inkomens over de noodzakelijkheid van het item de doorslag.

Bij de berekening van een percentage zijn mensen die geen antwoord hebben gegeven (omdat ze het niet wisten of de vraag op hen niet van toepassing was) buiten beschouwing gelaten. Of een percentage kleiner is dan 33 procent, tussen 33 en 67 procent ligt, of minimaal 67 procent bedraagt (of minder of meer is dan de helft), hangt af van de marge rondom het geschatte percentage. Voor elk percentage zijn daartoe 95%-betrouwbaarheidsintervallen berekend. Voor een meerderheid van minimaal twee derde geeft de ondergrens van het interval de doorslag, voor een minderheid van een derde is dat de bovengrens. Zodra de onder- of bovengrens tussen een derde en twee derde ligt, valt het percentage met grote waarschijnlijkheid in de tweede tertielgroep en worden de meningen als verdeeld beschouwd. Een percentage is meer dan 50 als de ondergrens van het interval meer is dan 50 procent. In alle andere gevallen is het percentage 50 of kleiner. 

In bijlage A is van items te zien hoeveel mensen (uit de laagste inkomensgroep) ze noodzakelijk vinden en hoe hoog het bezit is. Voor elk thema zijn de items geordend van hoog naar laag op het percentage mensen in de bevolking dat ze (absoluut) noodzakelijk vindt. In paragraaf 3 is per thema te zien welke items op basis van de beslisboom nodig zijn en welke niet, en of er in de minimumvoorbeeldbegrotingen rekening mee gehouden is. Om de gevoeligheid van de beslisboom te toetsen, zijn alternatieve bomen gebruikt om het belang van de items af te wegen. Zo is hoe noodzakelijk de bevolking een item vindt (eerste vertakking), ook op basis van de driedeling ‘<40 procent, 40 tot 60, procent, minstens 60 procent’ nagegaan. Daarnaast is een alternatieve ingang gebruikt, waarbij eerst werd bekeken of de laagste inkomens dezelfde mening hadden over de noodzaak van een item als de hogere. Was dit zo, dan werd vervolgens beslisboom 2.4.1 gevolgd. Verschilden beide groepen van mening, dan gaf net als in de focusgroepen de mening van de laagste inkomensgroep de doorslag (op basis van tertielgroepen). Bij een verdeelde mening was de beslisboom gelijk aan de tweede vertakking van boom 2.4.1 (zie bijlage B). In beide alternatieve bomen verschoven slecht een paar items van plek ten opzichte van beslisboom 2.4.1.  

Andere vragen

De meeste vragen over de reserveringsuitgaven en over huishoudelijke uitgaven (zie vragenlijst) passen niet in de beslisboom. Het gaat dan om de frequentie waarmee sociale minima kleding zouden moeten kunnen aanschaffen, de frequentie waarmee mensen zelf kleding aanschaffen en het per keer hieraan bestede bedrag. Bij de dagelijkse boodschappen betreft het de winkels waar mensen die meestal halen en het bedrag dat wekelijks uitgegeven wordt. Daarnaast is gevraagd waar mensen meestal hun meubels aanschaffen en zijn vragen over het spaargeld gesteld. De uitkomsten op de genoemde vragen komen ook in paragraaf 3 aan bod en worden waar mogelijk vergeleken met posten uit de minimumvoorbeeldbegrotingen van het Nibud.