3. Resultaten

3.1. Gemiddelde standaard opleidingsduur per onafhankelijke variabele

In tabel 4 is de gemiddelde standaard opleidingsduur en standaarddeviatie voor elke onafhankelijke variabele te zien. De opleidingsduur is gewogen en een langere opleidingsduur correspondeert met een hoger opleidingsniveau. Te zien is dat vrouwen iets langer in opleiding zijn dan mannen en dat de gemiddelde standaard opleidingsduur iets hoger ligt bij kinderen uit latere geboortejaren. Ook blijkt dat kinderen uit gezinnen van twee en drie kinderen het langst in opleiding zijn, en dat vanaf het vierde kind de gemiddelde standaard opleidingsduur flink afneemt, zowel wanneer gekeken wordt naar het aantal kinderen als naar de geboortevolgorde. Een kind met een oudere moeder volgt doorgaans een langere opleiding, al neemt de gemiddelde standaard opleidingsduur af zodra de moeder 36 jaar of ouder was bij de geboorte. Kinderen met ouders in het tweede inkomenskwintiel waren het kortst in opleiding. Vanaf het derde kwintiel stijgt de gemiddelde standaard opleidingsduur met elk hoger kwintiel.

3.1.1. Aantal kinderen

In tabel 5 staan de regressies met de effecten van het aantal kinderen op de opleidingsduur. Er zijn vijf modellen. In model 1 wordt alleen gecontroleerd voor het aantal kinderen, geslacht en geboortejaar, in model 2 wordt de leeftijd van de moeder toegevoegd, in model 3 wordt er gecontroleerd voor de sociaaleconomische status, en in model 4 worden zowel de leeftijd van de moeder als de sociaaleconomische status meegenomen. In model 5 worden alle variabelen meegenomen in een random multi-level model. De referentiecategorie bestaat uit enig-kinderen (behalve in model 5 waarin enig-kinderen niet zijn meegenomen. De referentiecategorie bestaat hier uit kinderen uit gezinnen van twee kinderen), mannen, kinderen geboren in 1971, kinderen van wie de moeder tussen 15 en 21 jaar oud was bij de geboorte (in de modellen 2, 4 en 5) en kinderen van ouders uit het eerste inkomenskwintiel (in de modellen 3, 4 en 5).

Uit de regressies blijkt dat de tweede en vooral derde kinderen gemiddeld vaker een langere en daarmee hogere opleiding afronden dan enig- en latere kinderen. Dit effect neemt, zoals verwacht, af zodra er gecontroleerd wordt voor de leeftijd van de moeder en de sociaaleconomische status. Het effect van vier kinderen is in de lineaire modellen alleen significant in het model waarin enkel gecontroleerd wordt voor de sociaaleconomische status. Een hoger gezinsinkomen leidt er dus toe dat het effect van een kindertal van vier met een waarde van 0,069 positief wordt ten opzichte van model 1, maar dit effect verdwijnt in model 5 zodra ook voor de leeftijd van de moeder wordt gecontroleerd. Een kindertal van vijf of meer heeft in elk model een negatief effect op het opleidingsniveau. Dit effect neemt toe zodra er gecontroleerd wordt voor de leeftijd van de moeder en neemt af zodra er gecontroleerd wordt voor de sociaaleconomische status. Ook is het verschil in de gemiddelde standaard opleidingsduur tussen kinderen uit gezinnen van twee en drie kinderen minimaal zodra er gecontroleerd wordt voor zowel de leeftijd van de moeder als de sociaaleconomische status. Deze resultaten betekenen dus dat kinderen uit gezinnen van twee en drie kinderen doorgaans het hoogste opleidingsniveau behalen, gevolgd door enig-kinderen en kinderen uit gezinnen van vier kinderen. Kinderen uit gezinnen van vijf of meer kinderen hebben doorgaans het laagste opleidingsniveau.

Uit model 5 blijkt dat de effecten van het aantal kinderen een stuk negatiever zijn dan in model 4, waarin dezelfde variabelen zijn meegenomen, maar dan lineair. Dit komt deels doordat er een andere referentiecategorie wordt genomen. In een multi-level model kunnen enig-kinderen niet worden meegenomen, omdat er specifiek gekeken wordt naar de effecten van het hebben van broers en zussen. Het effect van zes of meer kinderen neemt echter vrij weinig toe in model 5 ten opzichte van model 4. Voor gezinnen met zes of meer kinderen maakt het dus niet uit of er een lineair of een multi-level model wordt geschat en welke categorie de referentiecategorie is. De intra-class correlatie is het zogenaamde gezinseffect en heeft een waarde van 0,362 en duidt op een aanzienlijk effect van het milieu van herkomst. Dit betekent dat de correlaties tussen de hoogst behaalde opleidingsniveaus van de kinderen uit dezelfde gezinnen voor ruim 36 procent worden verklaard door gedeelde kenmerken. In eerder onderzoek, waarbij de uitslag van de Citoscore (groep 8) en het schoolniveau op 15 jarige leeftijd van recentere cohorten kinderen centraal stond, werd een percentage van 42 gevonden, waarvan een derde werd verklaard door het opleidingsniveau van de ouders (Van Gaalen et al. 2014). Dit is niet vreemd, aangezien broers en zussen genetisch sterk verwant zijn en ze ook wat betreft de sociaal-culturele achtergrond (de manier waarop tegen schoolwerk wordt aangekeken, hoeveel boeken er in huis zijn etc.) uit hetzelfde nest komen.
Een hoog aantal kinderen heeft een negatief effect op het opleidingsniveau. Deze bevinding blijft overeind wanneer er voor meerdere variabelen wordt gecontroleerd. Het effect van twee en drie kinderen op het opleidingsniveau is positief, het effect van vier, vijf en zes kinderen is negatief. Deze bevinding ondersteunt hypothese 1.

Uit figuur 4 blijkt dat kinderen uit gezinnen met twee en drie kinderen gemiddeld de hoogste opleidingsduur en daarmee het hoogste opleidingsniveau te hebben. Bij drie kinderen begint de gemiddelde standaard opleidingsduur te dalen en deze neemt vervolgens af voor elk extra kind. De enig-kinderen hebben gemiddeld een lagere opleidingsduur dan kinderen uit gezinnen met twee en drie kinderen, een vergelijkbare opleidingsduur met kinderen uit gezinnen met vier kinderen, en een langere opleidingsduur dan kinderen uit grotere gezinnen.

Een en ander betekent dat ondanks het meenemen van de leeftijd van de moeder en de sociaaleconomische status, de effecten van het aantal kinderen standhouden. Maar de verschillen in de gemiddelde standaard opleidingsduur zijn vrij klein.

3.1.2. Geboortevolgorde

In tabel 6 van de bijlage staan de regressiemodellen waarin de effecten van de geboortevolgorde op het afronden van een hogere opleiding worden geschat. Omdat enig-kinderen niet echt deel uitmaken van een geboortevolgorde, zullen zij uit deze regressies worden weggelaten. De modellen en referentiecategorieën zijn dezelfde als in tabel 5, behalve dat nu de eerstgeboren kinderen tot de referentiecategorie behoren. Nieuw in deze tabel is model 6, waarin alle variabelen zijn meegenomen in een fixed effects multi-level model. Op deze manier zijn verschillen in opleidingsniveau tussen kinderen binnen één gezin goed te analyseren. Het blijkt dat er geboortevolgorde-effecten te zijn: met ieder later geboren kind neemt de gemiddelde opleidingsduur af.

Uit de vergelijking van model 2 met model 1 blijkt dat, gecontroleerd voor de leeftijd van de moeder, de effecten van geboortevolgorde niet afnemen maar juist toenemen. Dit komt doordat de leeftijd van de moeder samenhangt met de geboortevolgorde: de later geboren kinderen hebben altijd een oudere moeder dan de eerder geboren kinderen. Om het precieze effect van de leeftijd van de moeder te weten, moeten de effecten van de geboortevolgorde en de leeftijd van de moeder bij elkaar opgeteld worden. Als bijvoorbeeld een kind het tweede kind is en een moeder heeft die 22 jaar was bij de geboorte, is het effect: -0,560 + 1,045 = 0,485. Dit positieve resultaat betekent dat ondanks de effecten van de geboortevolgorde, de leeftijd van de moeder ertoe leidt dat de waarschijnlijkheid om een hogere opleiding af te ronden relatief groot is.

De effecten van de nóg oudere moeders van de als tweede geboren kinderen zullen nóg hoger zijn, aangezien de op zichzelf staande effecten van de oudere moeders ook hoger zijn dan de effecten van de 22-jarige moeders. Met het opnemen van de sociaaleconomische status in het model nemen de effecten van de geboortevolgorde af, al blijven de effecten significant. Door opname van de sociaaleconomische status nemen ook de effecten van de leeftijd van de moeder af. De effecten in model 4 zijn immers zwakker dan in model 2. Desondanks houden ook na controle voor leeftijd van de moeder en sociaaleconomische status de effecten van de geboortevolgorde hetzelfde patroon: hoe later de positie in de geboortevolgorde, des te lager het gemiddelde opleidingsniveau. Dit ondersteunt hypothese 2.

Deze bevinding houdt stand wanneer alle variabelen in een random multi-level model worden meegenomen. De intra-class correlatie is in dit model met een waarde van 0,355 vrijwel hetzelfde als in tabel 5. Dit geeft aan dat er overeenkomsten zijn tussen kinderen van verschillende geboortevolgorden uit dezelfde gezinnen en dat geeft aan dat de effecten van de geboortevolgorde in de meeste gezinnen ongeveer hetzelfde zullen zijn. De achtergrondvariabelen hebben dus weinig effect op de effecten van de geboortevolgorde. Wanneer alle variabelen in een fixed effects multi-level model worden meegenomen, worden de effecten van de geboortevolgorde wél een stuk zwakker ten opzichte van de eerdere modellen waarin alle variabelen werden meegenomen. Binnen een gezin maakt het dus minder uit welke positie in de geboortevolgorde een kind inneemt in het gezin voor de kans op een hogere opleiding. Dit blijkt ook uit de intra-class correlatie die in dit model een stuk hoger ligt dan in model 5. Kinderen binnen één gezin lijken meer op elkaar dan kinderen die niet uit hetzelfde gezin komen.

In figuur 5 staat de gemiddelde standaard opleidingsduur per positie in de geboortevolgorde, gecontroleerd voor geslacht, geboortejaar, leeftijd van de moeder en de sociaaleconomische status. Volgens tabel 4 waren de verschillen tussen de kinderen met de eerste drie posities vrij klein. In deze figuur zijn de verschillen tussen deze drie posities groter. Dit betekent dan ook dat gecontroleerd voor deze variabelen de gemiddelde standaard opleidingsduur wat afneemt en de effecten van geboortevolgorde toenemen. Voor de vierde en latere kinderen neemt de gemiddelde standaard opleidingsduur ook af, maar de verschillen tussen deze posities blijven ongeveer hetzelfde. Dit betekent dat de effecten van de geboortevolgorde ongeveer even groot blijven als zonder achtergrondvariabelen. De effecten van de geboortevolgorde nemen voor de eerste drie posities dus toe wanneer de achtergrondvariabelen worden meegenomen, en blijven ongeveer hetzelfde voor de latere posities. De leeftijd van de moeder vermindert de effecten van de geboortevolgorde dus niet, zoals kon worden verwacht op basis van de theorie, maar vergroot die juist.

Al deze regressies zijn ook uitgevoerd met de drie onderscheiden opleidingsniveaus. Deze analyse leidt niet tot wezenlijk andere conclusies dan de meting met opleidingsduur.

3.2. Effecten geboortevolgorde naar aantal kinderen

Effecten van de geboortevolgorde kunnen uiteenlopen in gezinnen van verschillende grootte. Het hebben van veel broers en zussen zou relatief voordelig kunnen zijn voor de oudste kinderen in een gezin, omdat zij voor de jongere kinderen een teacherrole kunnen hebben. De verwachting is dat de effecten van het aantal kinderen de negatieve effecten van de geboortevolgorde doen afnemen. Dit betekent dat naar verwachting de effecten van de geboortevolgorde afnemen naarmate het aantal kinderen stijgt.

In een gevoeligheidsanalyse is onderzocht of in gezinnen met verschillende aantallen kinderen andere geboortevolgorde-effecten gelden. Hierin waren in eerste instantie alleen het aantal kinderen, de geboortevolgorde, geslacht en geboortejaar meegenomen als variabelen. Er zijn diverse lineaire regressiemodellen geschat per kindertal, waarbij de posities in de geboortevolgorde corresponderen met het aantal kinderen in een gezin. Zo werden in de eerste regressie alleen gezinnen met twee kinderen meegenomen, maar werden in de volgende regressie gezinnen met drie kinderen meegenomen, tot en met gezinnen met zes of meer kinderen. Op deze manier werd eerst gekeken naar het effect van de tweede positie in de geboortevolgorde in een gezin van twee kinderen. Daarna werd bekeken wat het effect van de tweede én de derde positie is zodra er een kind bijkomt en het kindertal verandert van twee naar drie, en of het effect van het tweede kind is gewijzigd is ten opzichte van de eerste regressie. Wanneer er een vierde kind bijkwam, werden de effecten van het tweede, derde, en vierde kind bekeken. Op deze manier was het mogelijk om na te gaan of het effect van het tweede en derde kind veranderd is ten opzichte van eerdere regressies. Dit gaat zo door tot en met een kindertal van zes of meer. In elke regressie is opleiding gewogen.

Uit deze regressies is gebleken dat de verschillen in opleidingsniveau over het algemeen klein blijven, maar dat de effecten van de geboortevolgorde standhouden: hoe later de positie in de geboortevolgorde, hoe lager gemiddeld het opleidingsniveau. Dit geldt voor elk aantal kinderen. Het aantal kinderen doet de effecten van de geboortevolgorde niet afnemen. Dit gold ook toen er gecontroleerd werd voor de sociaaleconomische status van de ouders en is in lijn met eerdere resultaten. In figuur 6 is het resultaat te zien van deze regressies waarin ook interactie-effecten zijn toegevoegd tussen het aantal kinderen in een gezin en het eerstgeboren zijn. Vrijwel geen enkel interactie-effect bleek significant, waardoor er in feite niets verandert aan het geboortevolgorde-effect.

3.3. Beschrijving enig-kinderen

Om te kijken of er verschillen zijn tussen enig- en niet-enig-kinderen zijn tabellen gemaakt waarin verschillen kunnen worden gezien tussen enig- en niet-enig-kinderen met betrekking tot het inkomen van de ouders, de leeftijd van de moeder bij de geboorte en de relatievorm (de ouders wel of niet bij elkaar en/of gehuwd). Deze tabellen zijn opgenomen in de bijlage. Uit deze gegevens blijkt dat enig-kinderen iets vaker ouders hebben in het tweede of derde kwintiel, en minder vaak ouders in het vierde en vijfde kwintiel (tabel 7). Tegelijkertijd hebben enig-kinderen ook minder vaak ouders in het eerste kwintiel. De inkomens van de ouders van enig-kinderen liggen dus wat in het midden, terwijl de ouders van niet-enig-kinderen meer aan de uiteinden van de inkomensverdeling (eerste en vijfde kwintiel) zitten.

De leeftijden van de moeders verschillen wel wat (tabel 8 in de bijlage). Enig-kinderen hebben vaker een moeder die jonger is dan 25 jaar, en ook iets vaker een moeder van 36 jaar of ouder. Dit zou kunnen komen doordat de jongere moeders wellicht het hebben van verdere kinderen uitstellen en oudere moeders wellicht geen kinderen meer konden krijgen vanwege hun hogere leeftijd. Daarnaast blijkt dat de ouders van de enig-kinderen minder vaak (nog) samen zijn dan ouders van niet-enig-kinderen (tabel 9 in de bijlage) en ook minder vaak gehuwd zijn (tabel 10 in de bijlage). Dit komt vermoedelijk doordat sommige kinderen juist door een scheiding of verbroken relatie van de ouders enig-kind zijn gebleven: er werden daarom geen volgende kinderen geboren.