Onderwijsniveau partners en stabiliteit relaties
Over deze publicatie
De kans dat stellen die ongehuwd of gehuwd samenwonen uit elkaar gaan, is kleiner als het onderwijsniveau van de partners hoog is. Indien beide partners hoogopgeleid zijn, bevordert dit de stabiliteit van relaties extra. Een hoog onderwijsniveau van de man is belangrijker dan een hoog onderwijsniveau van de vrouw. Stellen waarvan de man hoger opgeleid is dan de vrouw gaan minder vaak uit elkaar dan stellen waarvan de vrouw hoger opgeleid is dan de man. Dit geldt vooral voor echtparen.Hoogopgeleiden scheiden relatief vaak wanneer zij nog niet getrouwd zijn en nog geen gezamenlijke kinderen hebben. Dit blijkt uit een onderzoek naar de scheidingskansen van stellen van verschillend geslacht die in 2003 ongehuwd of gehuwd gingen samenwonen.
1. Inleiding
Nu meer dan de helft van de 25- tot 30-jarige vrouwen hoogopgeleid is en vrouwen vaak hoger opgeleid zijn dan hun mannelijke partner, rijst de vraag of hoogopgeleide vrouwen nog steeds een verhoogde scheidingskans hebben en of relaties waarbij vrouwen hoger opgeleid zijn dan hun mannelijke partner nog steeds het minst stabiel zijn. Buitenlandse studies geven aanleiding te veronderstellen dat de sociale norm ten aanzien van de onderlinge verhouding in onderwijsniveau tussen partners is verschoven. In sommige landen eindigen recenter gevormde huwelijken juist minder vaak in een scheiding als de vrouw hoogopgeleid is (Matysiak et al., 2014) en zijn relaties waarbij vrouwen hoger opgeleid zijn dan hun mannelijke partner net zo stabiel als relaties waarbij het tegenovergestelde het geval is (Schwartz en Han, 2014). In dit artikel wordt onderzocht of een dergelijke verandering ook in Nederland heeft plaatsgevonden. De vragen die daarbij centraal staan, zijn:
1. Wat is aan het begin van de 21e eeuw in Nederland het verband tussen het onderwijsniveau van de vrouw en de stabiliteit van relaties?
2. Hoe verhoudt de stabiliteit van relaties waarbij de vrouw hoger opgeleid is dan de man zich tot die van relaties waarbij de man hoger is opgeleid en relaties waarbij partners hetzelfde onderwijsniveau hebben?
De analyses zijn gebaseerd op alle stellen die in 2003 in Nederland gehuwd (inclusief geregistreerd partnerschap) of ongehuwd gingen samenwonen. Ongehuwd samenwonen is inmiddels zo gangbaar geworden dat het een onvolledig beeld zou geven als alleen naar huwelijken zou worden gekeken. Voor sommige stellen is ongehuwd samenwonen een proefperiode voor het huwelijk, maar voor andere stellen een permanent alternatief (Hiekel et al., 2014). Samenwoon relaties worden niet alleen aanzienlijk vaker verbroken dan huwelijken, er bestaan ook aanwijzingen dat het verband tussen economische kenmerken van de partners en de stabiliteit van relaties verschilt tussen samenwoners en gehuwden (Kalmijn et al., 2007). Om die reden wordt eveneens onderzocht of het effect van de onderlinge verhouding in onderwijsniveau tussen partners op het scheidingsrisicogelijk is voor ongehuwde en gehuwde stellen.
2. Achtergrond en onderzoeksvragen
Theoretische gezichtspunten
Het hoogst behaalde onderwijsniveau geldt als een belangrijke indicator voor het menselijk kapitaal dat men heeft opgebouwd, een investering die de economische vooruitzichten op langere termijn in positieve zin beïnvloedt (Becker, 1994). Lange tijd was de veronderstelling dat een sterke verdiencapaciteit van de man stabiliteit zou brengen in het huwelijk, maar dat een groter economisch potentieel van de vrouwelijke partner het huwelijk zou ontwrichten. Het zou afbreuk doen aan de voordelen van specialisatie binnen het huwelijk waarbij de man zich volledig toelegt op betaald werk en de vrouw haar tijd steekt in het huishouden en de opvoeding en zorg voor de kinderen (Becker, 1981). Ook werd verondersteld dat een betere economische positie van de vrouw haar afhankelijkheid zou verkleinen waardoor haar drempel om een slecht huwelijk te verlaten kleiner zou zijn (Sayer en Bianchi, 2000). Dit gezichtspunt veronderstelt dat relaties waarbij de man hoger opgeleid is dan de vrouw stabieler zijn dan relaties waarbij de partners een gelijkonderwijsniveau hebben en al helemaal stabieler zijn dan relaties waarbij de vrouw hoger opgeleid is dan de man.Deze theorieën worden echter in veel westerse landen steeds meer als ouderwets beschouwd (Lyngstad en Jalovaara, 2010). De sociologe Oppenheimer (1997) benadrukte dat een sterke economische positie van de vrouw op dezelfde manier bijdraagt aan de stabiliteit van een relatie als een sterke economische positie van de man. Hoe hoger het onderwijsniveau van de vrouw ten opzichte van dat van haar mannelijke partner, hoe hoger in het algemeen ook haar bijdrage is aan het huishoudensinkomen (Klesment en Van Bavel, 2017). Wanneer de arbeidsmarkt gekenmerkt wordt door veel onzekerheid zouden juist tweeverdieners beter gewapend zijn tegen onvoorziene, ingrijpende gebeurtenissen zoals werkloosheid (Oppenheimer, 1997). Deze hypothese veronderstelt dat een hoogonderwijsniveau van beide partners onafhankelijk van elkaar de stabiliteit van relaties in dezelfde mate versterkt.
Daarnaast wordt aangenomen dat stellen van partners die op elkaar lijken minder vaak uit elkaar gaan dan stellen van partners die sterk van elkaar verschillen (Kalmijn et al., 2005).De sociale en culturele overeenkomsten tussen partners zouden ervoor zorgen dat zij minder last hebben van relatieproblemen die voortkomen uit verschillende voorkeuren en wereldbeelden, dat zij gemakkelijker overeenstemming bereiken over de belangrijkstedoelen en prioriteiten in het leven, en dat zij een gezamenlijke basis hebben van waaruit zij met elkaar communiceren. Daarnaast zouden stellen waarvan de partners wat betreft hun sociale achtergrond van elkaar verschillen, minder steun ondervinden van familie en vrienden indien zich relatieproblemen voordoen (Janssen, 2001). Dit geldt voor bijvoorbeeld een verschil in leeftijd of herkomst, maar ook voor een verschil in onderwijsniveau. Het onderwijsniveau is niet alleen een indicatie voor potentiële verdiensten op de arbeidsmarkt, maar weerspiegelt tevens cultureel kapitaal: kennis van gedragscodes en omgangsvormen die gangbaar zijn binnen bepaalde sociale groepen (Bourdieu, 1984).
Resultaten uit eerder onderzoek
Empirische studies in diverse landen en verschillende perioden naar het effect van het onderwijsniveau op de stabiliteit van huwelijken laten voor mannen een consistent beeld zien: hoe hoger het onderwijsniveau van de man, hoe stabieler het huwelijk is (Lyngstad en Jalovaara, 2010). Het effect van het onderwijsniveau van de vrouw is veel minder eenduidig en verschilt per land en in de tijd. Een hoog onderwijsniveau van de vrouw ging aanvankelijk gepaard met hogere scheidingskansen, maar in veel westerse landen is dit effect in de afgelopen decennia afgezwakt of zelfs van richting veranderd. Vooral in landenwaar scheidingen meer voorkomen en waar de arbeidsdeelname van vrouwen hoog is,scheiden laagopgeleide vrouwen tegenwoordig vaker dan hoogopgeleide vrouwen (Matysiak et al., 2014). Voorbeelden daarvan in Europa zijn Finland en België (Mäenpää enJalovaara, 2014; Theunis et al., 2018). Daartegenover scheiden hoogopgeleide vrouwen in Italië juist vaker dan laagopgeleide vrouwen (Vignoli en Ferro, 2009). In Nederland werd tot dusverre hetzelfde gevonden als in Italië: een hoog onderwijsniveau van de vrouw vergrootte het scheidingsrisico (Poortman en Kalmijn, 2002). Deze Nederlandse bevindingen gelden echter voor huwelijken gesloten tussen 1940 en 2000, terwijl de genoemde studies uit andere Europese landen gebaseerd zijn op recenter gestarte relaties.Nederlandse studies uit dezelfde periode lieten daarnaast zien dat huwelijken relatief instabiel waren indien de vrouw hoger opgeleid was dan de man (Kalmijn, 2003; Janssen,2001). Dit was aanvankelijk ook zo in veel andere landen. Onder andere in de Verenigde Staten, België en Finland is aangetoond dat bij recentelijk gevormde relaties de scheidingskans van stellen waarbij de vrouw hoger opgeleid is dan de man gelijk is aan die van stellen waarbij de man hoger opgeleid is dan de vrouw (Schwartz en Han, 2014;Theunis et al., 2018; Mäenpää en Jalovaara, 2014). Schwartz en Han (2014) suggereren dat huwelijken waarbij de vrouw hoger opgeleid is dan de man vooral stabieler zijn in samenlevingen waarin deze huwelijken meer voorkomen. In die contexten zouden huwelijken waarbij de vrouw hoger opgeleid is dan de man meer geaccepteerd zijn en zou het ideaal van het kostwinnersmodel terrein hebben verloren ten gunste van het egalitaire model. In België vonden Theunis et al. (2018) ondersteuning voor deze hypothese door te laten zien dat huwelijken waarbij de vrouw hoger opgeleid is dan de man een relatief groot echtscheidingsrisico hebben in gemeenten waar deze huwelijken weinig voorkomen.Recent onderzoek in Nederland toont aan dat de kans om te scheiden relatief klein is wanneer beide partners hoogopgeleid zijn (Van Gaalen, Van Houdt en Poortman, 2019). In dit onderzoek is echter niet gekeken naar de onderwijsverhouding binnen relaties.
Kortom, wat betreft het effect van de onderwijsverhouding binnen relaties zijn de uitkomsten van eerdere Nederlandse studies op basis van betrekkelijk oude huwelijkscohorten in lijn met het traditionele kostwinnersmodel. Recentere studies uit Europa en de Verenigde Staten zijn juist in lijn met een egalitair model waarbij het onderwijsniveau van beide partners belangrijk is voor de stabiliteit van huwelijken en het niet uitmaakt welke partner hoger is opgeleid. Nu het aandeel hoogopgeleide vrouwen sterk is toegenomen en het steeds minder gebruikelijk is dat de man hoger opgeleid is dan zijn vrouwelijke partner, is de verwachting dat ook in Nederland een hoog onderwijsniveau van de vrouw de stabiliteit van relaties bevordert (hypothese 1) en dat relaties waarbij de vrouw hoger opgeleid is dan de man net zo stabiel zijn als relaties waarbij de man hoger opgeleid is dan de vrouw (hypothese 2). Daarnaast wordt verwacht dat, los van de effecten van het onderwijsniveau van beide partners afzonderlijk, relaties stabieler zijn als de partners een gelijk onderwijsniveau hebben (hypothese 3).
Verder wordt onderzocht of het verband tussen het onderwijsniveau van de partners en het risico op scheiding verschilt tussen ongehuwde samenwoners en echtparen. Uit eerder Nederlands onderzoek naar scheidingen tussen 1989 en 2000 bleek de relatiestabiliteit bij ongehuwde samenwoners minder afhankelijk te zijn van het traditionele kostwinnersmodel dan bij gehuwden, vooral tijdens de eerste jaren van de relatie (Kalmijn et al.,2007). Deze uitkomsten waren in lijn met het idee dat gehuwde stellen in het algemeen meer traditionele waarden aanhangen terwijl ongehuwde samenwoners juist meerwaarde zouden hechten aan gendergelijkheid. Hierop voortbordurend is de verwachting dat het traditionele kostwinnersmodel, waarbij de man hoger opgeleid is dan de vrouw, de stabiliteit van huwelijken sterker bevordert dan die van samenwoon relaties. Bij ongehuwde samenwoners wordt verwacht dat de effecten van het onderwijsniveau van mannen en vrouwen meer symmetrisch zijn (hypothese 4).
Data en methode
Op basis van registerdata uit het Stelsel van Sociaal-Statistische Bestanden (SSB) is logistische regressieanalyse op stel-jaren toegepast. Alle stellen die in 2003 ongehuwd of gehuwd zijn gaan samenwonen zijn maximaal 12 jaar gevolgd tot en met 2015. Voor ieder jaar worden de kansen geschat dat stellen uit elkaar gaan gegeven hun kenmerken. Wat betreft het onderwijsniveau van de partners wordt onderscheid gemaakt tussen wo, hbo en ager dan hbo. Meer informatie over de data en de methode is te vinden in de technische toelichting.3. Resultaten
Meer vrouwen dan mannen hebben een hbo- of wo-diploma, wat in lijn is met ontwikkelingen in het onderwijsniveau van mannen en vrouwen in de afgelopen decennia.Van de vrouwen heeft 35 procent een diploma in het hoger onderwijs, tegenover 29 procent van de mannen. Aan de hand van de gehanteerde driedeling komt het dan ook vaker voor dat vrouwen hoger opgeleid zijn dan hun mannelijke partner (20 procent) dan dat mannen hoger opgeleid zijn dan hun vrouwelijke partner (13 procent). Bij iets meer dan twee derde van de stellen hebben beide partners hetzelfde onderwijsniveau behaald,uitgedrukt in deze driedeling. Bij 60 procent van de relaties waarbij het onderwijsniveau van beide partners verschillend is, is de vrouw hoger opgeleid dan de man.
| Vrouw | Vrouw | Vrouw | Totaal | ||
|---|---|---|---|---|---|
| Lager dan hbo | Hbo | Wo | |||
| Man | Lager dan hbo | 55 | 12 | 4 | 71 |
| Man | Hbo | 8 | 8 | 3 | 19 |
| Man | Wo | 2 | 3 | 5 | 10 |
| Man | Totaal | 65 | 23 | 12 | 100 |
| 1) N = 86 846. | |||||
Stellen waarvan geen van beide partners hoogopgeleid is, scheiden het vaakst. Van deze stellen was na 12 jaar 31 procent uit elkaar. Het verschil met stellen van twee hoogopgeleiden is groot. Van deze groep was na 12 jaar slechts 19 procent uit elkaar. Het scheidingsrisico van stellen met een hoogopgeleide en een niet-hoogopgeleide partner ligt daar tussenin. Het maakt bij stellen met één hoogopgeleide partner echter wel uit welke van beide partners hoogopgeleid is. Stellen waarvan de vrouw hoogopgeleid is ende man niet, scheiden vaker dan stellen waarvan de man hoogopgeleid is en de vrouw niet.
| Jaren | Beiden niet-hoog (%) | Man hoog, vrouw niet-hoog (%) | Man niet-hoog, vrouw hoog (%) | Beiden hoog (%) |
|---|---|---|---|---|
| 0 | 100 | 100 | 100 | 100 |
| 1 | 97 | 98 | 98 | 98 |
| 2 | 93 | 95 | 95 | 96 |
| 3 | 90 | 93 | 91 | 94 |
| 4 | 86 | 90 | 88 | 92 |
| 5 | 83 | 88 | 85 | 90 |
| 6 | 81 | 86 | 83 | 88 |
| 7 | 79 | 84 | 81 | 87 |
| 8 | 77 | 83 | 79 | 86 |
| 9 | 75 | 81 | 78 | 84 |
| 10 | 73 | 79 | 76 | 83 |
| 11 | 71 | 78 | 75 | 82 |
| 12 | 69 | 76 | 73 | 81 |
| Kaplan-Meier overlevingscurves van stellen die in 2003 gehuwd of ongehuwd gingen samenwonen In schaduwtonen de 95%-betrouwdbaarheidsintervallen | ||||
Hoog onderwijsniveau van zowel mannen als vrouwen draagt bij aan stabiliteit relaties
Een hoger onderwijsniveau van zowel mannen als vrouwen draagt bij aan de stabiliteit van relaties, ook als rekening wordt gehouden met andere relevante achtergrondkenmerken van de partners (grafiek 3.3a). Mannen met een hbo-diploma hebben een kleinere kans om te scheiden dan mannen met een lager onderwijsniveau, terwijl universitair opgeleidemannen op hun beurt weer een kleinere scheidingskans hebben dan hbo’ers. Het scheidingsrisico van stellen waarvan de man een wo-diploma heeft ligt 29 procent lager dan dat van stellen waarbij de man lager dan hbo is opgeleid. Een hoger huishoudensinkomen blijkt samen te gaan met een lagere scheidingskans. Indien ook wordt gecontroleerd voor het huishoudensinkomen ligt de scheidingskans van stellen met een universitair opgeleide man 22 procent lager dan die van stellen met een niet hoogopgeleide man (grafiek 3.3b). Het positieve verband tussen het onderwijsniveau van de man en de stabiliteit van relaties blijft dus grotendeels overeind als rekening wordtgehouden met het huishoudensinkomen. Dit betekent dat het onderwijsniveau het scheidingsrisico rechtstreeks beïnvloedt, los van het hogere inkomen dat daarmee vaak gepaard gaat.
Hoogopgeleide vrouwen scheiden ook minder vaak dan vrouwen met een onderwijsniveaulager dan hbo. De effecten zijn echter minder sterk dan bij mannen. Dit geeft aan dat het onderwijsniveau van vrouwen voor de stabiliteit van relaties minder belangrijk is dan dat van hun mannelijke partner. De verschillen in scheidingsrisico tussen hoog- en niet hoogopgeleide mannen zijn groter dan die tussen hoog- en niet-hoogopgeleide vrouwen.In vergelijking met stellen waarvan de vrouw niet hoogopgeleid is, gaan stellen waarvan de vrouw hoogopgeleid is ongeveer 16 procent minder vaak uit elkaar. Indien ook voor het huishoudensinkomen wordt gecontroleerd, wordt het verband tussen haar onderwijsniveau en de scheidingskans aanzienlijk kleiner. In dat geval scheiden stellen met een hoogopgeleide vrouw 6 procent minder vaak dan stellen met een niet-hoogopgeleidevrouw. 
Relaties van twee hoogopgeleide partners extra stabiel
Stellen waarvan beide partners hoogopgeleid zijn, scheiden minder vaak dan verwacht kan worden op basis van het onderwijsniveau van de man en de vrouw afzonderlijk. Relaties zijn niet alleen stabieler naarmate partners hoger opgeleid zijn, maar daar komt nog bij dat een combinatie van twee hoogopgeleide partners extra bijdraagt aan de stabiliteit(tabel B2, model 2a). In vergelijking met stellen waarvan beide partners niet hoogopgeleid zijn, scheiden stellen waarvan alleen de man hoogopgeleid is 17 procent minder vaak;stellen waarvan alleen de vrouw hoogopgeleid is, scheiden 10 procent minder vaak.Stellen waarvan beide partners hoogopgeleid zijn, scheiden 36 procent minder vaak. De combinatie van twee hoogopgeleide partners voegt dus extra stabiliteit aan de relatie toe.
Indien wordt gecontroleerd voor het huishoudensinkomen blijft het belang van een gelijkonderwijsniveau van de partners overeind (tabel B2, model 2b). Het blijkt zelfs dat stellen waarvan de vrouw hoogopgeleid is en de man niet even vaak scheiden als stellen waarvan geen van beide partners hoogopgeleid is. Als rekening wordt gehouden met het huishoudensinkomen maakt het voor de stabiliteit van relaties van niet-hoogopgeleidemannen dus geen verschil of zij een hoogopgeleide of een niet-hoogopgeleide vrouwelijke partner hebben. Andersom is dit wel het geval: relaties van stellen waarvan de man hoogopgeleid is en de vrouw niet, zijn stabieler dan relaties van stellen met twee niet-hoogopgeleide partners. Dit effect blijft ook na correctie voor het huishoudensinkomen overeind. Stellen met twee hoogopgeleide partners hebben in dat geval 27 procent minderkans om te scheiden.
De meeste effecten van de controlevariabelen sluiten aan bij wat in andere onderzoeken naar determinanten van scheiding wordt gevonden. Tussen het tweede en het vierde jaar nadat de partners ongehuwd of gehuwd gingen samenwonen, is het risico op een scheiding het grootst. Daarna neemt dat risico af naarmate de relatie langer duurt. Hoe jonger de partners zijn op het moment dat zij gaan samenwonen, hoe groter de kans dat de relatie stukloopt. Stellen met een groot leeftijdsverschil gaan vaker uit elkaar, zeker als de vrouw ouder is dan de man. Stellen die getrouwd zijn gaan minder vaak uit elkaar dan ongehuwde stellen. Een stel waarbij de partners elk een andere migratieachtergrond hebben, heeft een hoger scheidingsrisico. Hierbij dient opgemerkt te worden dat partners met een migratieachtergrond in dit geval allemaal van de tweede generatie zijn;migranten van de eerste generatie zijn namelijk niet in dit onderzoek meegenomen. Bij gezamenlijke kinderen is het risico op scheiding aanvankelijk lager dan bij kinderloze stellen. Naarmate de kinderen ouder worden neemt de scheidingskans echter toe. Als partners kinderen in huis hebben uit eerdere relaties is de kans eveneens groter dat een stel uit elkaar gaat. Partners van wie de ouders gescheiden zijn, maken zelf ook vaker een scheiding mee. Hoe hoger het huishoudensinkomen, hoe kleiner het risico op een scheiding. Tot slot is er ook een verband tussen de scheidingskans en de woongemeente van een stel. In stedelijke gemeenten en in gemeenten waar weinig op de ChristenUnie of de SGP wordt gestemd komen scheidingen vaker voor.
Onderwijsniveau bij echtparen belangrijker dan bij ongehuwde samenwoners
In het algemeen ligt de scheidingskans bij echtparen lager dan bij ongehuwde samenwoners. Dit resultaat komt overeen met eerdere studies. Bij echtparen is het onderwijsniveau van de partners belangrijker voor het scheidingsrisico dan bij ongehuwde samenwoners. Zolang stellen niet getrouwd zijn, scheiden twee hoogopgeleiden 32 procent minder vaak dan twee niet-hoogopgeleiden. Bij getrouwde stellen bedraagt het verschil tussen deze groepen 44 procent. Het huwelijk ‘beschermt’ hoogopgeleiden dus meer dan niet-hoogopgeleiden. Verder was het de verwachting dat huwelijken meer dan relaties van ongehuwde samenwoners gebaat zouden zijn bij het traditionele kostwinnersmodel waarbij de man hoger opgeleid is dan de vrouw. Hiervoor wordt slechts gedeeltelijk ondersteuning gevonden. Enerzijds is het zo dat de combinatie waarbij de vrouw hoger opgeleid is dan de man, wat haaks staat op het traditionele kostwinnersmodel, het scheidingsrisico bij echtparen sterker vergroot dan bij ongehuwde samenwoners. Echtparen waarbij de vrouw hoger opgeleid is dan de man scheiden 16 procent vaker dan echtparen waarbij de man hoger opgeleid is dan de vrouw; bij ongehuwde samenwoners is er geen significant verschil tussen deze twee groepen.Anderzijds blijven echtparen waarvan beide partners hoogopgeleid zijn vaker bij elkaar dan echtparen waarvan alleen de man hoogopgeleid is. Dit relativeert ook het belang van het traditionele kostwinnersmodel bij huwelijken.
Bij scheidingen van hoogopgeleiden zijn minder vaak kinderen betrokken
De gezinssituatie bij scheiding verschilt sterk naar het onderwijsniveau van de partners. Van de stellen bestaande uit twee hoogopgeleiden die uit elkaar gingen, was het merendeel(63 procent) nog niet getrouwd en kinderloos op het moment van scheiden. Iets meer dan een kwart had op dat moment gezamenlijke kinderen. Van de scheidende stellenbestaande uit twee niet-hoogopgeleiden had 40 procent een of meer gezamenlijke kinderen. Minder dan de helft was bij de scheiding kinderloos en ongehuwd. Ook uit eerder onderzoek is gebleken dat niet-hoogopgeleide, ongehuwde ouders veel vaker uit elkaar gaan dan twee hoogopgeleiden die samen een of meerdere kinderen kregen. Blijkbaar vormen vooral niet-hoogopgeleide ouders een kwetsbare groep. Dit is in lijn met het idee dat hoogopgeleiden meer dan laagopgeleiden keuzes als trouwen en kinderen krijgen langer uitstellen (Van Gaalen et al., 2019). Daarnaast kan het zijn dat niet-hoogopgeleiden meer stress ondervinden, wat de relatie onder druk kan zetten, omdat ze meer en langere periodes van arbeids- en inkomenszekerheid (zoals tijdelijke contracten) kennen dan hoogopgeleiden (Chkalova, 2017).
De gezinssituatie bij scheiding van stellen waarvan een van beide partners hoogopgeleid is, ligt tussen die van stellen bestaande uit twee hoogopgeleiden en die met twee niet hoogopgeleiden in. Het maakt echter een duidelijk verschil welke van beide partners hoogopgeleid is. Stellen waarvan alleen de vrouw hoogopgeleid is, lijken wat de gezinssituatie bij scheiding betreft meer op stellen van twee hoogopgeleiden, terwijl stellen waarvan alleen de man hoogopgeleid is meer lijken op stellen van twee niet hoogopgeleiden. Relaties waarbij de man hoger opgeleid is dan de vrouw stranden dus wat vaker wanneer men getrouwd is en/of kinderen heeft, terwijl relaties waarbij de vrouw hoger opgeleid is dan de man wat vaker eindigen op het moment dat de partners nog niet met elkaar zijn verbonden door een huwelijk of gezamenlijke kinderen.
| Ongehuwd, geen kinderen (%) | Gehuwd, geen kinderen (%) | Ongehuwd, kinderen (%) | Gehuwd, kinderen (%) | |
|---|---|---|---|---|
| Beiden hoog | 62,64 | 9,66 | 12,28 | 15,42 |
| Man niet-hoog, vrouw hoog | 56,57 | 12,33 | 15,05 | 16,05 |
| Man hoog, vrouw niet-hoog | 50,42 | 13,17 | 16,94 | 19,48 |
| Beiden niet-hoog | 45,57 | 14,75 | 21,43 | 18,25 |
| Stellen dien in 2003 ongehuwd of gehuwd gingen samenwonen en tussen 2004 en 2015 zijn gescheiden | ||||
4. Conclusie
Dit neemt niet weg dat het onderwijsniveau van de man nog altijd van groter belang is voor de stabiliteit van relaties dan dat van de vrouw. Het verschil in scheidingsrisico tussen hoogopgeleide en niet-hoogopgeleide mannen is groter dan het verschil tussen hoogopgeleide en niet-hoogopgeleide vrouwen. Indien gecontroleerd wordt voor diverse achtergrondkenmerken van de partners en voor het huishoudensinkomen blijkt dat stellen waarvan alleen de man hoogopgeleid is, stabieler zijn dan stellen met twee niet hoogopgeleide partners; voor stellen met alleen een hoogopgeleide vrouw geldt dit echter niet. De tweede hypothese, die een symmetrie in het onderwijseffect van mannen en vrouwen veronderstelde, wordt dus niet bevestigd. Deze asymmetrie wijkt af van de situatie in Finland en België waar het onderwijsniveau van mannen en vrouwen in dezelfde mate samenhangt met de stabiliteit van relaties. Deze sporen van het belang van het traditionele kostwinnersmodel zijn in Nederland alleen nog in huwelijken terug te vinden. Echtparen waarbij de vrouw hoger opgeleid is dan de man scheiden vaker dan echtparen waarbij de man hoger opgeleid is dan de vrouw. Bij ongehuwde samenwoners,van wie wordt verondersteld dat zij in het algemeen minder traditionele gezinswaarden aanhangen, maakt het voor de stabiliteit van de relatie niet uit wie van beide partners hoger is opgeleid. Hiermee wordt de vierde hypothese bevestigd.
Daarnaast blijken relaties stabieler te zijn als beide partners hoogopgeleid zijn. De combinatie van twee hoogopgeleide partners voegt extra stabiliteit toe aan relaties bovenop dat van het hoge onderwijsniveau van ieder afzonderlijk. De derde hypothese wordt hiermee bevestigd. Het stadium waarin een relatie strandt, verschilt ook tussen hoog- en niet-hoogopgeleiden. Niet hoogopgeleiden zijn vaker gehuwd en hebben vaker al kinderen op het moment van scheiden dan hoogopgeleiden.
Uit dit onderzoek is tevens gebleken dat het verband tussen enerzijds het onderwijsniveau van de partners en anderzijds de kans op scheiding slechts voor een beperkt deel wordt verklaard door het welvaartsniveau. Indien wordt gecontroleerd voor het huishoudensinkomen nemen de effecten van het onderwijsniveau in sterkte af, maar er resteren ook dan nog vrij sterke en significante verbanden. Dit geeft aan dat het onderwijsniveau meer omvat dan alleen de huidige verdiensten. Te denken valt aan potentiële verdiencapaciteit van partners in de toekomst en aan sociaal-culturele kenmerken die samenvallen met het onderwijsniveau.
Literatuur
Becker, G. S. (1981). A treatise on the family. Cambridge (MA): Harvard University Press. Becker, G. S. (1994). Human capital: a theoretical and empirical analysis, with special reference to education. Chicago: University of Chicago Press.
Bourdieu, P. (1984). Distinction: a social critique of judgement and taste. Londen: Routledge.
CBS/SCP (2018). Emancipatiemonitor 2018. Den Haag, Heerlen: Centraal Bureau voor de Statistiek/Den Haag: Sociaal en Cultureel Planbureau.
Chkalova, K. (2017). Samen onzeker? Concentratie en dynamiek van arbeidsonzekerheidbinnen partnerrelaties. In: Chkalova, K., Van Genabeek, J., Sanders, J. en Smits, W., Dynamiek op de Nederlandse arbeidsmarkt: de focus op ongelijkheid. Den Haag, Heerlen, Bonaire, Leiden: Centraal Bureau voor de Statistiek/TNO.
Esteve, A., Schwartz, C. R., Van Bavel, J., Permanyer, I., Klesment, M. en J. García-Román (2016). The end of hypergamy: global trends and implications. Population and Development Review, 42 (4), 615–625.
Hiekel, N., Liefbroer, A. C. en A.R. Poortman (2014). Understanding diversity in the meaning of cohabitation across Europe. European Journal of Population, 30(4), 391−410.
Janssen, J. (2001). Do opposites attract divorce? Dimensions of mixed marriage and the risk of divorce in the Netherlands, Ph.D. Dissertation. Interuniversity Center for Social Science Theory and Methodology, Amsterdam.
Kalmijn, M. (2003). Union disruption in the Netherlands: opposing influences of task specialization and assortative mating? International Journal of Sociology, 33, 36−64.
Kalmijn, M., De Graaf, P. M. en J. Janssen (2005). Intermarriage and the risk of divorce in the Netherlands: the effects of differences in religion and in nationality, 1974−94. Population Studies: a Journal of Demography, 59 (1), 71−85.
Kalmijn, M., Loeve, A. en D. Manting (2007). Income dynamics in couples and the dissolution of marriage and cohabitation. Demography, 44(1), 159−179.
Klesment, M. en J. van Bavel (2017). The reversal of the gender gap in education, motherhood, and women as main earners in Europe. European Sociological Review, 33 (3), 465−481.
Lyngstad, T. H. en M. Jalovaara (2010). A review of the antecedents of union dissolution. Demographic Research, 23, 257−292.
Mäenpää, E. en M. Jalovaara (2014). Homogamy in socio-economic background and education, and the dissolution of cohabiting unions. Demographic Research, 30(65), 1769–1792.
Matysiak, A., Styrc, M. en D. Vignoli (2014). The educational gradient in marital disruption: a meta-analysis of European research findings. Population Studies, 68(2), 197−215.
Oppenheimer, V. K. (1997). Women’s employment and the gain to marriage: the specialization and trading model. Annual Review of Sociology, 23, 431−453.
Netherlands. European Journal of Population, 18, 175−202.
Sayer, L. C. en S.M. Bianchi (2000). Women’s economic independence and the probability of divorce: a review and reexamination. Journal of Family Issues, 21, 906−943.
Schwartz, C. R. en H. Han (2014). The reversal of the gender gap in education and trends in marital dissolution. American Sociological Review, 79(4), 605−629.
Theunis, L., Schnor, C., Willaert, D. en J. van Bavel (2018). His and her education and marital dissolution: adding a contextual dimension. European Journal of Population, 34, 663−687.
Van Gaalen, R., van Houdt, K. en A. Poortman (2019). Trouwen, kinderen krijgen en (echt)scheiden naar onderwijsniveau, Demografische beslissingen binnen huishoudens aan het begin van de 21e eeuw. Statistische Trends, CBS Den Haag/Heerlen/Bonaire.
Vignoli, D. en I. Ferro (2009). Rising marital disruption in Italy and its correlates. Demographic Research, 20(4), 11–36.
Yamaguchi, K. (1991). Event History Analysis. Newbury Park: Sage.
Technische toelichting
Door middel van discrete-time event history analysis wordt voor een stel het risico op een scheiding in jaar t geschat, mits een stel nog bij elkaar is bij aanvang van dat jaar en dus tot de risicopopulatie behoort (Yamaguchi, 1991). De waarnemingsperiode begint voor alle stellen op hetzelfde moment, namelijk bij aanvang van de samenwoon relatie in 2003.Stellen kunnen maximaal twaalf jaar tot de risicopopulatie behoren. De waarnemingsperiode is ononderbroken: zodra een stel niet langer samenwoont, behoort het niet meer tot de onderzoekspopulatie. Een stel verdwijnt eveneens uit de risicopopulatie als minstens een van beide partners emigreert of komt te overlijden. Gemiddeld woonden stellen in de onderzoekspopulatie iets minder dan tien jaar onafgebroken samen. In totaal vonden er 22 560 scheidingen plaats, wat inhoudt dat iets meer dan een kwart van de stellen uit elkaar ging voor het einde van de waarnemingsperiode.
Met uitzondering van het onderwijsniveau zijn alle onafhankelijke variabelen gemeten aan het begin van de waarnemingsperiode, op t-1. Het hoogst behaalde onderwijsniveau is vastgesteld bij de laatste waarneming en wordt als constant over de tijd beschouwd. Er wordt in de analyses een variabele opgenomen die aangeeft of partners nog onderwijs volgend zijn. Het hoogst behaalde onderwijsniveau van beide partners is verdeeld in drie categorieën: wo-gediplomeerden, hbo-gediplomeerden en personen met een onderwijsniveau lager dan hbo. Personen met een onderwijsniveau lager dan hbo worden in deze studie niet-hoogopgeleid genoemd. Voor deze grove indeling is gekozen omdat hbo- en wo-diploma’s vrijwel integraal worden waargenomen. Dit geldt minder voor onderwijsniveaus lager dan hbo.
Verschillen in scheidingsrisico’s tussen stellen kunnen het gevolg zijn van andere kenmerken van de stellen dan de sociaaleconomische positie van de partners. Daarom wordt in de modellen een ruime set controlevariabelen opgenomen waarvan bekend is dat ze de kans op een scheiding beïnvloeden (Lyngstad en Jalovaara, 2010). De frequentieverdelingen en gemiddelde waarden van deze controlevariabelen zijn weergegeven in tabel B1. De variabelen die constant zijn over de tijd zijn de leeftijd van de vrouwelijke partner bij aanvang van de relatie, het leeftijdsverschil tussen beide partners, of er kinderen uit vorige relaties aanwezig zijn in het huishouden, de herkomstgroepering van beide partners en het al dan niet hebben meegemaakt van een scheiding van de eigen ouders. De controlevariabelen die over de tijd kunnen variëren zijn ongehuwd of gehuwd samenwonen, de aanwezigheid van kinderen uit de huidige relatie, het type eigendom van de woning (huur of koop), de stedelijkheid van de woongemeente en het percentagestemmen in de woongemeente op de ChristenUnie (CU) en de Staatkundig Gereformeerde Partij (SGP) bij de Tweede Kamerverkiezingen van 2017. Deze laatste variabele is in de modellen opgenomen als proxy voor de ideeën en waarden van mensen ten aanzien van het gezinsleven en genderrollen. In veel studies naar determinanten van scheiding die gebaseerd zijn op enquêtes worden variabelen opgenomen die een indicatie geven van de ideeën en waarden van mensen ten aanzien van het gezinsleven en genderrollen. Hierbij wordt vaak onderscheid gemaakt tussen traditionele waarden en moderne waarden gericht op gendergelijkheid en onafhankelijkheid van de vrouw. Meestal wordt dit gemeten aan de hand van de godsdienstigheid van de partners. Deze informatie kan niet uit registers worden gehaald.
Tot slot worden er zowel modellen geschat waarin niet voor het huishoudensinkomen wordt gecontroleerd als modellen waarbij dat wel gebeurt. Uit de literatuur is bekend dat een laag huishoudensinkomen de kans op een scheiding vergroot (Lyngstad en Jalovaara, 2010). Aangezien het onderwijsniveau positief samenhangt met het inkomen is het mogelijk dat het verband tussen het onderwijsniveau van de partners en de kans op scheiding gedeeltelijk of volledig via het huishoudensinkomen loopt. Verwacht wordt dat het verband tussen het onderwijsniveau van de partners en de stabiliteit van relaties niet volledig wordt verklaard door het huishoudensinkomen. Bovendien geeft het huishoudensinkomen een indicatie voor het huidige welvaartpeil terwijl het onderwijsniveau ook een indicatie geeft voor de verdiencapaciteit van een persoon op langere termijn. Dit argument geldt vooral voor partners die aan het begin van hun loopbaan staan. Daarnaast behelst het onderwijsniveau naast een economische component ook een sociaal-cultureel aspect (Bourdieu, 1984).
Bijlagen
| Frequentieverdeling van variabelen | |
|---|---|
| Scheiding (%) | 2,3 |
| Maand van aanvang samenwonen (in 2003) (gemiddelde) | 6,4 |
| Duur van de relatie in jaren (gemiddelde) | 6,23 |
| Leeftijd vrouw bij aanvang samenwonen: % 18 tot 20 jaar | 3,5 |
| Leeftijd vrouw bij aanvang samenwonen: % 20 tot 25 jaar | 37,8 |
| Leeftijd vrouw bij aanvang samenwonen: % 25 tot 30 jaar | 27,5 |
| Leeftijd vrouw bij aanvang samenwonen: % 30 tot 35 jaar | 15,5 |
| Leeftijd vrouw bij aanvang samenwonen: % 35 tot 40 jaar | 8,4 |
| Leeftijd vrouw bij aanvang samenwonen: % 40 jaar en ouder | 7,3 |
| Leeftijd vrouw bij aanvang samenwonen: % Vrouw 5 jaar of meer ouder dan man | 4,5 |
| Leeftijd vrouw bij aanvang samenwonen: % Vrouw 2 tot 5 jaar ouder dan man | 8,6 |
| Leeftijd vrouw bij aanvang samenwonen: % Maximaal 2 jaar verschil | 28,8 |
| Leeftijdsverschil tussen partners (%): Man 2 tot 5 jaar ouder dan vrouw | 31,5 |
| Leeftijdsverschil tussen partners: % Man 5 tot 10 jaar ouder dan vrouw | 20,8 |
| Leeftijdsverschil tussen partners: % Man 10 jaar of meer ouder dan vrouw | 5,8 |
| Type relatie: % Ongehuwd samenwonen | 56,2 |
| Type relatie: % Gehuwd | 43,8 |
| % Gezamenlijke kinderen: Geen | 50,9 |
| % Gezamenlijke kinderen: 1 kind, jonger dan 4 jaar | 16,4 |
| % Gezamenlijke kinderen: 1 kind, 4 jaar of ouder | 7,1 |
| % Gezamenlijke kinderen: 2 kinderen, jongste jonger dan 4 jaar | 14 |
| % Gezamenlijke kinderen: 2 kinderen, jongste 4 jaar of ouder | 7,3 |
| % Gezamenlijke kinderen: 3 of meer kinderen, jongste jonger dan 4 jaar | 3,3 |
| % Gezamenlijke kinderen: 3 of meer kinderen, jongste 4 jaar of ouder | 1 |
| % Kinderen uit eerdere relatie van vrouw in het huishouden: Geen | 89 |
| % Kinderen uit eerdere relatie van vrouw in het huishouden: 1 | 4 |
| % Kinderen uit eerdere relatie van vrouw in het huishouden: 2 of meer | 7 |
| % Kinderen uit eerdere relatie van man in het huishouden: Geen | 89,1 |
| % Kinderen uit eerdere relatie van man in het huishouden: 1 | 3,8 |
| % Kinderen uit eerdere relatie van man in het huishouden: 2 of meer | 7,1 |
| Ouders van vrouw gescheiden (%) | 14,2 |
| Ouders van man gescheiden (%) | 12,7 |
| Migratieachtergrond van vrouw: (%) Geen | 92,1 |
| Migratieachtergrond van vrouw: (%) Turks (2e generatie) | 0,4 |
| Migratieachtergrond van vrouw: (%) Marokkaans (2e generatie) | 0,2 |
| Migratieachtergrond van vrouw: (%) Surinaams (2e generatie) | 0,6 |
| Migratieachtergrond van vrouw: (%) Antilliaans (2e generatie) | 0,3 |
| Migratieachtergrond van vrouw: (%) Overig niet-westers (2e generatie) | 0,5 |
| Migratieachtergrond van vrouw: (%) Overig westers (2e generatie) | 5,9 |
| Partner uit andere herkomstgroep (%) | 12,8 |
| Type woning: (%) Huur | 25,1 |
| Type woning: (%) Koop | 74,9 |
| Vrouw studeert (%) | 2,6 |
| Man studeert (%) | 1,1 |
| Woongemeente (%): Klein (minder dan 100 duizend inwoners) | 65,1 |
| Woongemeente (%): Middelgroot | 24,4 |
| Woongemeente (%): Vier grootste gemeenten | 10,5 |
| % stemmen op CU of SGP bij Tweede Kamerverkiezingen '17: Minder dan 10 procent | 84,5 |
| % stemmen op CU of SGP bij Tweede Kamerverkiezingen '17: 10 tot 20 procent | 9,8 |
| % stemmen op CU of SGP bij Tweede Kamerverkiezingen '17: 20 procent of meer | 5,7 |
| Huishoudensinkomen in percentielen (gemiddelde) | 64,3 |
| N (aantal stel-jaren) | 887 575 |
| Aantal stellen | 86 846 |
| Model 1a | Model 1b | Model 2a | Model 2b | Model 3 | |
|---|---|---|---|---|---|
| Constante | 0.015** | 0.027** | 0.015** | 0.027** | 0.015** |
| Maand van aanvang samenwonen (in 2003) | 0.986** | 0.984** | 0.986** | 0.984** | 0.986** |
| Duur van de relatie: Jaar 1 (2004) | Ref. | Ref. | Ref. | Ref. | Ref. |
| Duur van de relatie: Jaar 2 | 1.40** | 1.45** | 1.40** | 1.45** | 1.40** |
| Duur van de relatie: Jaar 3 | 1.44** | 1.49** | 1.44** | 1.50** | 1.44** |
| Duur van de relatie: Jaar 4 | 1.41** | 1.50** | 1.41** | 1.50** | 1.41** |
| Duur van de relatie: Jaar 5 | 1.30** | 1.39** | 1.30** | 1.39** | 1.30** |
| Duur van de relatie: Jaar 6 | 1.19** | 1.29** | 1.19** | 1.29** | 1.20** |
| Duur van de relatie: Jaar 7 | 1.03 | 1.13** | 1.03 | 1.13** | 1.04 |
| Duur van de relatie: Jaar 8 | 0.88** | 0.88** | 0.88** | 0.88** | 0.89** |
| Duur van de relatie: Jaar 9 | 0.88** | 0.89** | 0.88** | 0.89** | 0.88** |
| Duur van de relatie: Jaar 10 | 0.79** | 0.78** | 0.79** | 0.78** | 0.79** |
| Duur van de relatie: Jaar 11 | 0.72** | 0.75** | 0.72** | 0.75** | 0.72** |
| Duur van de relatie: Jaar 12 | 0.65** | 0.68** | 0.65** | 0.68** | 0.65** |
| Leeftijd vrouw bij aanvang samenwonen: 18 tot 20 jaar | 3.00** | 2.86** | 3.01** | 2.88** | 3.04** |
| Leeftijd vrouw bij aanvang samenwonen: 20 tot 25 jaar | 2.14** | 2.15** | 2.15** | 2.16** | 2.16** |
| Leeftijd vrouw bij aanvang samenwonen: 25 tot 30 jaar | 1.85** | 1.92** | 1.85** | 1.93** | 1.85** |
| Leeftijd vrouw bij aanvang samenwonen: 30 tot 35 jaar | 1.59** | 1.67** | 1.59** | 1.67** | 1.59** |
| Leeftijd vrouw bij aanvang samenwonen: 35 tot 40 jaar | 1.24** | 1.27** | 1.23** | 1.27** | 1.23** |
| Leeftijd vrouw bij aanvang samenwonen: 40 jaar en ouder | Ref. | Ref. | Ref. | Ref. | Ref. |
| Leeftijdsverschil tussen partners: Vrouw 5 jaar of meer ouder dan man | 1.41** | 1.35** | 1.40** | 1.35** | 1.40** |
| Leeftijdsverschil tussen partners: Vrouw 2 tot 5 jaar ouder dan man | 1.12** | 1.12** | 1.12** | 1.11** | 1.12** |
| Leeftijdsverschil tussen partners: Maximaal twee jaar leeftijdsverschil | Ref. | Ref. | Ref. | Ref. | Ref. |
| Leeftijdsverschil tussen partners: Man 2 tot 5 jaar ouder dan vrouw | 0.97 | 0.98 | 0.97 | 0.98 | 0.97 |
| Leeftijdsverschil tussen partners: Man 5 tot 10 jaar ouder dan vrouw | 1.06** | 1.06** | 1.06** | 1.06** | 1.06** |
| Leeftijdsverschil tussen partners: Man 10 jaar of meer ouder dan vrouw | 1.13** | 1.13** | 1.13** | 1.12** | 1.13** |
| Type relatie: Ongehuwd samenwonen | |||||
| Type relatie: Gehuwd | 0.79** | 0.77** | 0.79** | 0.77** | 0.82** |
| Gezamenlijke kinderen: Geen | Ref. | Ref. | Ref. | Ref. | Ref. |
| Gezamenlijke kinderen: 1 kind, jonger dan 4 jaar | 0.57** | 0.54** | 0.57** | 0.54** | 0.57** |
| Gezamenlijke kinderen: 1 kind, 4 jaar of ouder | 1.17** | 1.11** | 1.18** | 1.11** | 1.18** |
| Gezamenlijke kinderen: 2 kinderen, jongste jonger dan 4 jaar | 0.44** | 0.41** | 0.44** | 0.41** | 0.45** |
| Gezamenlijke kinderen: 2 kinderen, jongste 4 jaar of ouder | 1.38** | 1.28** | 1.38** | 1.28** | 1.39** |
| Gezamenlijke kinderen: 3 of meer kinderen, jongste jonger dan 4 jaar | 0.39** | 0.33** | 0.39** | 0.33** | 0.39** |
| Gezamenlijke kinderen: 3 of meer kinderen, jongste 4 jaar of ouder | 1.29** | 1.14 | 1.29** | 1.14 | 1.30** |
| Kinderen uit eerdere relatie vrouw in huishouden: Geen | Ref. | Ref. | Ref. | Ref. | Ref. |
| Kinderen uit eerdere relatie vrouw in huishouden: 1 | 1.46** | 1.40** | 1.46** | 1.41** | 1.46** |
| Kinderen uit eerdere relatie vrouw in huishouden: 2 of meer | 1.47** | 1.41** | 1.48** | 1.42** | 1.48** |
| Kinderen uit eerdere relatie man in huishouden: Geen | |||||
| Kinderen uit eerdere relatie man in huishouden: 1 | 1.25** | 1.24** | 1.25** | 1.24** | 1.25** |
| Kinderen uit eerdere relatie man in huishouden: 2 of meer | 1.15** | 1.15** | 1.15** | 1.15** | 1.15** |
| Ouders van vrouw gescheiden | 1.33** | 1.33** | 1.33** | 1.33** | 1.33** |
| Ouders van man gescheiden | 1.28** | 1.26** | 1.28** | 1.26** | 1.28** |
| Migratieachtergrond van vrouw: Geen | Ref. | Ref. | Ref. | Ref. | Ref. |
| Migratieachtergrond van vrouw: Turks (2e generatie) | 1.03 | 1.02 | 1.03 | 1.02 | 1.03 |
| Migratieachtergrond van vrouw: Marokkaans (2e generatie) | 1.27** | 1.28* | 1.27* | 1.27* | 1.28** |
| Migratieachtergrond van vrouw: Surinaams (2e generatie) | 1.15** | 1.13* | 1.15** | 1.13* | 1.16** |
| Migratieachtergrond van vrouw: Antilliaans (2e generatie) | 1.09 | 1.09 | 1.09 | 1.09 | 1.09 |
| Migratieachtergrond van vrouw: Overig niet-westers (2e generatie) | 1.16* | 1.20** | 1.16* | 1.20** | 1.16* |
| Migratieachtergrond van vrouw: Overig westers (2e generatie) | 1.03 | 1.03 | 1.03 | 1.03 | 1.03 |
| Partner uit andere herkomstgroep | 1.16** | 1.18** | 1.16** | 1.17** | 1.16** |
| Type eigendom woning: Huur | Ref. | Ref. | Ref. | Ref. | Ref. |
| Type eigendom woning: Koop | 0.94** | 1.03* | 0.94** | 1.03* | 0.941.11** |
| Vrouw studeert | 1.30** | 1.13** | 1.30** | 1.13** | 1.29** |
| Man studeert | 1.45** | 1.19** | 1.46** | 1.19** | 1.41** |
| Woongemeente: Klein (minder dan 100 duizend inwoners) | Ref. | Ref. | Ref. | Ref. | Ref. |
| Woongemeente: Middelgroot | 1.11** | 1.12** | 1.12** | 1.12** | 1.11** |
| Woongemeente: Vier grootste gemeenten | 1.10** | 1.14** | 1.10** | 1.14** | 1.08** |
| % stemmen op CU of SGP bij TK 2017: Minder dan 10% | Ref. | Ref. | Ref. | Ref. | Ref. |
| % stemmen op CU of SGP bij TK 2017: 10 tot 20% | 0.92** | 0.90** | 0.92** | 0.90** | 0.92** |
| % stemmen op CU of SGP bij TK 2017: 20% of meer | 0.79** | 0.82** | 0.79** | 0.82** | 0.79** |
| Huishoudensinkomen in percentielen | 0.989** | 0.989** | |||
| Onderwijsniveau van vrouw: Lager dan hbo | Ref. | Ref. | |||
| Onderwijsniveau van vrouw: Hbo | 0.87** | 0.93** | |||
| Onderwijsniveau van vrouw: Wo | 0.84** | 0.92** | |||
| Onderwijsniveau van man: Lager dan hbo | Ref. | Ref. | |||
| Onderwijsniveau van man: Hbo | 0.80** | 0.84** | |||
| Onderwijsniveau van man: Wo | 0.70** | 0.76** | |||
| Man hoogopgeleid (hbo/wo) | 0.82** | 0.89** | |||
| Vrouw hoogopgeleid (hbo/wo) | 0.90** | 0.97 | |||
| Interactie onderwijsniveau man en vrouw: Man hoogopgeleid * vrouw hoogopgeleid | 0.86** | 0.84** | |||
| Onderwijsniveau van partners: Beiden niet-hoog | Ref. | ||||
| Onderwijsniveau van partners: Man hoog, vrouw niet-hoog | 0.86** | ||||
| Onderwijsniveau van partners: Man niet-hoog, vrouw hoog | 0.91** | ||||
| Onderwijsniveau van partners: Beiden hoog | 0.68** | ||||
| Interactie burgerlijke staat en onderwijsniveau partners: Gehuwd * Man hoog, vrouw niet-hoog | 0.87** | ||||
| Interactie burgerlijke staat en onderwijsniveau partners: Gehuwd * Man niet-hoog, vrouw hoog | 0.95 | ||||
| Interactie burgerlijke staat en onderwijsniveau partners: Gehuwd * beiden hoog | 0.81** | ||||
| ** p < 0,1; * p < 0,05. | |||||