5. Resultaten
5.2 Datapreparatie
In totaal zijn er 74 proefpersonen meegenomen in het onderzoek. Hiervan waren 38 in de proefpersonengroep ‘langdurige bijstand’ en 36 proefpersonen in de groep ‘werk met vast contract’. Voordat alle data waren verwerkt in SPSS, zijn er enkele deelnemers uit het onderzoek gehaald. Bij de deelnemers uit de bijstandsgroep is dit een keer gebeurd omdat diegene het onderzoek niet had afgemaakt aangezien hij halverwege het experiment toch geen zin meer had en weg moest. Ook is uit beide groepen iemand uitgehaald omdat het onderzoek halverwege werd verstoord. Eenmaal had iemand een lang telefoongesprek tijdens het
experiment, zodat besloten is deze deelnemer weg te halen uit het onderzoek. De andere keer zijn de antwoorden van de deelnemer niet meegenomen omdat de deelnemer tijdens het experiment totaal over iets anders ging praten met iemand die zich in dezelfde ruimte bevond.
Bij het invoeren van de data in SPSS is er ook gelet op de controlevraag, zie antwoordblad bijlage 1. Deze vraag luidde: ‘In hoeverre ervaart u geldschaarste?’. Deze vraag is opgebouwd aan de hand van een Likertschaal, en diende om uitbijters uit het onderzoek te halen. Wanneer iemand in de bijstand op deze vraag ‘helemaal niet’ of ‘nauwelijks’ antwoordde, is hij uit de steekproef gehaald. Dit was één keer het geval. Deze persoon is dus niet meegenomen in het onderzoek omdat hij misschien niet genoeg
geldschaarste zou ervaren, en deze groep is geoperationaliseerd als de groep die dit wel ervaart. Na het controleren van de vraag bij de groep werkende mensen hoefde er niemand uit de steekproef te worden gehaald. In bijlage 3 zijn twee ingevulde antwoordbladen toegevoegd om te laten zien hoe mensen deze invulden.
33 5.3 Beschrijvende data
De data zijn afkomstig uit een steekproef met 74 deelnemers (n= 74). In de bijstandsgroep (n= 38) zitten meer mannen dan vrouwen. Aantal mannen in de bijstandsgroep is 21. Aantal vrouwen in de bijstandsgroep is 17. In de werkende proefpersonengroep (n= 36) zitten meer vrouwen (N=22) dan mannen (N=14). In figuur 1worden de verschillende aantallen mannen en vrouwen visueel gemaakt. In de gehele proefpersonenpopulatie zitten meer vrouwen, namelijk 39 deelnemers zijn vrouw, dan mannen, 35 deelnemers zijn man.
Net als de variabele geslacht is er ook naar de leeftijd van de deelnemers gevraagd. De jongste deelnemer aan het onderzoek was 27 jaar en de oudste 65 jaar. De gemiddelde leeftijd van de bijstandsgroep was hoger dan de gemiddelde leeftijd van de werkende groep. De leeftijdsspreiding is groter bij de werkende groep dan bij de bijstandsgroep, dit is terug te zien in figuur 2. Hierbij is de jongste deelnemer uit de bijstandsgroep 32 jaar en de oudste 62 jaar. De gemiddelde leeftijd in de bijstandsgroep is 48.68 jaar oud. De jongste deelnemer in de werkende groep is 27 jaar en de oudste 65 jaar. De gemiddelde leeftijd van de werkende proefpersonen is 43.06 jaar. Aangezien de groepsgemiddelden niet ver van elkaar liggen maakt dit de groepen onderling beter te vergelijken.
Figuur 1: Staafdiagram, geslacht per proefpersonengroep
34 Figuur 2: Boxplot, leeftijd per proefpersonengroep
Bron: eigen onderzoek
De afhankelijke variabele het cognitieve beslissingsproces is gemeten in het aantal goede sets dat iemand scoort. Hierbij is gekeken naar de verschillen tussen de condities en de
verschillen tussen de groepen. In figuur 3 is duidelijk zichtbaar dat de spreiding in de eerste conditie over het aantal goed beantwoorde sets bij de bijstandsgroep veel groter is dan bij de werkende groep. Bij de werkende proefpersonengroep lag het gemiddelde aantal goede sets hoger dan bij de bijstandsgroep. In figuur 4 is het aantal goede antwoorden in de tweede conditie per proefpersonengroep weergegeven. Hier is zichtbaar dat de spreiding gelijk is voor beide groepen aan de eerste conditie.
Figuur 3: Boxplot conditie 1
35 Figuur 4: Boxplot conditie 2
Bron: Eigen Onderzoek
In de statistische tabel 1 staan van beide condities de beschrijvingen. Hierbij wordt zichtbaar dat het gemiddelde aantal goed beantwoorde sets bij de bijstandsgroep in de tweede conditie lager ligt dan in de eerste conditie. Dit zou kunnen betekenen dat er een negatief verschil is tussen de eerste en de tweede conditie bij mensen die langdurig in de bijstand zitten. Deze resultaten zouden de hypothese bij de eerste deelvraag ondersteunen. Echter, er moet nog blijken of dit resultaat ook significant verschilt om te kunnen stellen of de alternatieve hypothese kan worden aangenomen. Het gemiddeld aantal goede sets per conditie voor de werkende groep proefpersonen gaat omhoog in de tweede conditie. Dit zou dus laten zien dat gemiddeld genomen werkende mensen in de tweede conditie beter scoorden.
Tabel 1: Variabelen opgenomen in de t toets.
Variabele N Min Max gemiddelde spreiding Standaarddeviatie Conditie 1, Bijstandsgroep 38 0 6 3.21 6 2.23
Conditie 1, Werkgroep 6 2 6 5.25 4 1.05
Conditie 2, Bijstandsgroep 38 0 6 3.08 6 1.85
Conditie 2, Werkgroep 36 3 6 5.50 3 0.77 Bron: eigen onderzoek
36 5.4 Data-analyse
Voor het toetsen van de hypothesen zal er gebruik worden gemaakt van een t-test. Met een t- test kunnen gemiddelden worden vergeleken. Voor de hypothesen die horen bij de deelvragen zal er gebruik worden gemaakt van een afhankelijke t-toets. Hiervoor is gekozen omdat zo twee metingen met elkaar vergelijken kunnen worden. Bij een afhankelijke t-toets wordt er gekeken naar één groep op twee verschillende momenten of tussen twee verschillende condities. Er is zowel een vóór als een na meting (Field, 2009). Binnendit onderzoek is dit het verschil tussen het aantal goede sets in de eerste conditie en het aantal goede sets in de tweede condities.
De hoofdhypothese zal worden getoetst door middel van een onafhankelijke t-toets. Zo kan er worden gekeken of het verschil tussen de condities verschilt tussen de twee verschillende proefpersonengroepen. Bij het toetsen van zowel hypothese 1 en 2, als bij het toetsen van de hoofdhypothese wordt uitgegaan van een significantieniveau van 0.05 (α=0.05). De deelvragen kunnen worden beantwoord door het uitvoeren van een t-test.
Voorafgaand aan het uitvoeren van de analyse moet er met een aantal aannames om deze toets uit te voeren rekening worden gehouden. Aangezien de t-toets een parametrische toets is moet er van uit kunnen worden gegaan dat de afhankelijke variabele een interval-ratio variabele is en dat er per groep minimaal 30 deelnemers zijn. Deze voorwaarden gaan op binnen dit onderzoek. De afhankelijke variabele is het aantal goed beantwoorde sets per conditie en is dus interval ratio. Ook zitten er in beide groepen meer dan 30 proefpersonen die in de steekproef kunnen worden meegenomen.
Om de eerste deelvraag, In hoeverre neemt iemand die langdurig in de bijstand zit
minder wel overwogen beslissingen door het ervaren van geldschaarste? te kunnen
beantwoorden, is de afhankelijke t-toets uitgevoerd. De resultaten van de analyse kunnen worden afgelezen uit tabel 2. Uit deze analyse is te zien dat bij de mensen in de bijstand gemiddeld in de eenvoudige-conditie hoger scoren (M=3.21, SE=.36) dan in de lastige- conditie (M=3.08, SE=.30). Het verschil, .132, BCa 95% CI [-.38, .64], was niet significant
t(37)=.53; p=.603. De p-waarde van het bijstand-model ligt boven de gestelde
significantiewaarde van α=0.05. Dit betekent dat er geen significant verschil is tussen de twee condities. De bijbehorende alternatieve hypothese bij de eerste deelvraag, de H1, wordt dus verworpen. De H0: Er is geen negatief verschil tussen de mate van confrontatie met de eigen
financiële situatie op het gemiddelde scoren bij het maken van de sets van de Raven’s test bij langdurige bijstandsontvangers, wordt aangenomen. Dit betekent dat er dus geen verschil was
37 Naast dat er is vastgesteld dat er geen significant verschil is tussen de twee condities, kan er worden gekeken naar de effectgrootte. Bij deze hypothese is de effectgrootte minder van belang, aangezien er geen significant verschil optreedt. De effectgrootte van een t-toets zegt iets over de sterkte van het verschil. De effectgrootte die hoort bij de eerste deelvraag is 0.09. Hieruit blijkt dat het effect van het verschil erg gering is. De effectgrootte is lager dan 0.3. Er kan dus gesteld worden dat er geen significant verschil is en daarbij blijkt uit de resultaten van de effectgrootte dat de relevantie van dit verschil erg klein is.
De tweede deelvraag, In hoeverre neemt iemand die geen geldschaarste ervaart al dan
niet weloverwogen beslissingen wanneer hij of zij geconfronteerd wordt met de eigen financiële situatie? wordt ook beantwoord door middel van een afhankelijke t-toets. Na het
uitvoeren van de t-toets blijkt dat het verschil tussen de condities voor de werkende groep proefpersonen wel significant te zijn, zie tabel 2. Uit de analyse is te zien dat bij de mensen in de werkende groep gemiddeld in de eenvoudige-conditie lager scoren (M=5.25, SE=.18) dan in de lastige-conditie (M=5.50, SE=.13). Het verschil, -.25, BCa 95% CI [-.50, -.00], is significant t(35)=-2.05; p=.048. De nulhypothese (H0) wordt dus verworpen en de H2 aangenomen: Er is een verschil tussen de mate van confrontatie met de eigen financiële situatie op de gemiddelde scoren bij het maken van de sets van de Raven’s test bij mensen die een baan hebben met een vast contract. De richting van het verschil kan worden afgelezen bij de gemiddelde (M eenvoudige-conditie= 5.25; M lastige-conditie=5.50). Hieruit blijkt er een positief significant verschil is. Er wordt door de werkende groep mensen in de eerste, de eenvoudige-conditie slechter gescoord dan in de tweede, de lastige conditie. Er werd juist verwacht dat er geen verschil in gemiddelde aantal goede sets tussen de condities zou zijn bij de werkende groep mensen. Er werd op basis van de theorie verwacht dat de alternatieve hypothese zou worden verworpen. Dit is niet het geval.
Om te kijken wat de sterkte van dit verschil is, moet de effectgrootte opnieuw worden berekend. Hiervoor wordt dezelfde formule gebruikt als de effectgrootte formule die bij de eerste deelvraag werd gebruikt. Hieruit blijkt dat de effectgrootte van de t-toets van de groep werkende proefpersonen .33 is. Dit is maar net hoger dan 0.3 en betekent dat het effect nog steeds erg gering is. Er is wel een verschil tussen de condities voor de werkende groep proefpersonen, echter het effect van het verschil is laag.
38 Tabel 2: Afhankelijke t-toets
Proefpersonen M SE t Df Sig 2-zijdig Groep
Bijstand Conditie 1- Conditie 2 .13 .25 .5 37 .603
Werk Conditie 1- Conditie 2 -.25 .12 -2.05 35 .048* *:significant bij α= 0.05; **:significant bij α= 0.01; standaardfout tussen haakjes Bron: eigen onderzoek
Om de hoofdvraag te kunnen beantwoorden is er eerst een nieuwe variabele aangemaakt. Deze variabele houdt in het aantal goede beantwoorde sets uit de eerste conditie minus het aantal goed beantwoorde sets uit de tweede conditie. Deze variabele is de verschilcondities- variabele genoemd. Deze variabele is aangemaakt zodat de hoofdvraag kon worden
beantwoord door middel van een onafhankelijke t-toets. Zo kan er worden gekeken naar het gemiddelde verschil in verschilcondities-variabele tussen de twee proefpersonengroepen. Op deze manier wordt er gekeken naar het verschil in aantal goed bij conditie 1 en 2, en niet naar het verschil in intelligentie tussen de groepen gekeken.
Bij het uitvoeren van een independent t-test zijn er een enkele aannames waarop gelet moet worden. Deze toets is parametrisch, dus er geldt weer per groep n ≥ 30 en de
afhankelijke variabele is interval-ratio. Er kan vanuit worden gegaan dat de steekproef
normaal verdeeld is aangezien er wordt voldaan aan de centrale limietstelling. Daarnaast heeft de onafhankelijke t-toets ook als aanname dat er homogeniteit van variantie moet zijn. Deze aanname van homoscedasticiteit houdt in dat de variantie per populatiegroep hetzelfde is. Deze aanname wordt gecontroleerd in SPPS door te kijken of Levene’s test significant is.
Na het uitvoeren van de t-toets bleek dat Levene’s test significant verschilt F(36,38) = 25.13, p<0.05. De varianties tussen de groepen verschillen, er is dus sprake van
hetroscedasticiteit. Daarom zal er bij het analyseren van de hoofdvraag hypothese alleen worden gekeken naar de resultaten die door SPSS gecorrigeerd worden voor deze aanname.
Na het uitvoeren van de independent t-test blijkt dat er geen significant verschil is tussen de twee verschillende proefpersonengroepen. Uit de analyse is te zien dat bij de verschilconditie-variabele de bijstandsgroep gemiddeld (M= .13, SE= .25) hoger lag dan het gemiddelde van de werkgroep (M= -.25, SE=.12). Het verschil, .38, BCa 95% CI [-.18, .94], is niet significant t(53.43)=1.37; p=.177. Er is geen significant verschil en daarom wordt de alternatieve hypothese verworpen en de nulhypothese aangenomen. Er is dus geen verschil
39 tussen de werkende- en de bijstandsdeelnemersgroep op het nemen van beslissingen na te zijn geconfronteerd met de eigen financiële situatie. Vanuit de theorie was er verwacht dat er een verschil zou zijn, namelijk dat de bijstandsgroep in de tweede conditie slechter zou scoren dan in de eerste conditie, en dat dit voor de werkende groep niet uit zou maken. Dit is echter niet het geval. Aangezien we weten dat t(53.43)=1.34, kan de effectgrootte worden gegeven. De effectgrootte die hoort bij het beantwoorden van de hoofdhypothese is .18. Deze effectgrootte is eveneens laag. Er kan dus gesteld worden dat er geen verschil is tussen de
proefpersonengroepen op het scoren op de verschilcondities-variabele. In bijlage 4 zijn alle SPSS output tabellen toegevoegd.
40 6. Conclusie en Discussie
6.1 Conclusie
Binnen dit onderzoek is bekeken of de schaarste theorie van Mullainathan en Shafir (2013) van toepassing is op de langdurige Amsterdamse bijstandsontvanger. Nog niet eerder is deze Amerikaanse theorie getest op groepen in Nederland. Zodoende was er ook nooit eerder vanuit het perspectief van de schaarste naar het bijstandsbeleid en de bijstandsontvanger gekeken. Binnen dit onderzoek werd er ingezoomd vanuit verschillende disciplines welke drijfveren ertoe kunnen leiden dat mensen langdurig in de bijstand blijven zitten. Ook zijn er verschillende disciplines gecombineerd om te laten zien wat hier schadelijk aan kan zijn. Of deze focus in het huidig bijstandsbeleid moet worden geïntegreerd, is in de volgende
hoofdvraag onderzocht: ‘In hoeverre is de theorie van Mullainathan en Safir (2013) van
toepassing op langdurige bijstandsontvangers in Amsterdam?’
De eerste deelvraag luidde als volgt: In hoeverre neemt iemand die langdurig in de
bijstand zit minder weloverwogen beslissingen door het ervaren van geldschaarste? Deze
vraag werd beantwoord door te onderzoeken of deelnemers uit de bijstandsgroep minder goed scoorden in de lastige-conditie. Dit bleek niet zo te zijn, er is dus geen verschil in de mate van prikkeling van de eigen financiële situatie op de bandbreedte van de langdurige
bijstandsontvanger. De deelvraag wordt dus beantwoord tegen de verwachtingen van de bestaande theorie in. Uit de onderzoeken van Mullainathan en Shafir (2013) kwam naar voren dat mensen die leven in geldschaarste cognitief minder presteerden. Zowel uit hun onderzoek uitgevoerd in de shoppingmall in New Jersey, als het onderzoek uitgevoerd in India, bleek dat de mensen die geldschaarste ervaren slechter scoorden op de gemaakte intelligentietesten. Dit werd ook bij de langdurige bijstandsontvanger verwacht, echter dat is niet uit dit onderzoek gebleken. Ook de theorie van Fredrickson (2001) gaat hier niet op, aangezien er werd
verwacht dat mensen in de bijstand meer stress zouden ervaren in de tweede conditie wat zou kunnen leiden tot het minder creatief tot oplossingen kunnen komen.
Dit onderzoek is een replicatie van het onderzoek van Mullainathan en Shafir (2013), het bedrag is echter in de scenario’s aangepast omdat dat te hoog was voor de
bijstandsontvanger. De kans bestaat dat het bedrag in het genoemde eerste scenario, de 100 euro al dermate hoog was dat dit ook stress heeft opgeleverd voor de deelnemers die gebruik maakt van een bijstandsuitkering. Dit heeft er mogelijk toe geleid dat er geen verschil meer was tussen de condities voor deze groep. Het effect van de financiële prikkel in het eerste scenario zou er dan al toe hebben geleid dat iemand getriggerd wordt door aan de
41 geldschaarste te denken. Daarnaast kan het zijn geweest dat het leereffect heeft opgetreden tijdens het maken van de Raven’s test. Dit zou kunnen verklaren waarom er geen verschil in score was. De scores van de deelnemers uit de bijstandstest zouden gelijk kunnen zijn gebleven doordat zij in de tweede conditie de ‘puzzels’ beter begrepen, waardoor het effect van de lastige-conditie wegviel tegen het leereffect.
De tweede deelvraag werkt als controlemechanisme om te zien of de theorie inderdaad alleen opgaat wanneer er schaarste wordt ervaren. Er is gecontroleerd of mensen die geen geldschaarste ervaren, doordat zij een baan met een vast contract hebben, hun bandbreedte niet verkleint wanneer zij geprikkeld worden met de eigen financiële situatie. De hierbij passende deelvraag luidde als volgt: In hoeverre neemt iemand die geen geldschaarste ervaart
al dan niet weloverwogen beslissingen wanneer hij of zij geconfronteerd wordt met de eigen financiële situatie? Er bleek wel een positief verschil te zijn tussen de twee condities voor
deze groep. Hieruit blijkt dat de geldbedragen niet te hoog waren voor de werkende groep mensen, aangezien zij in de lastige-conditie juist beter scoorden. Toch gaat dit tegen de verwachtingen in die van tevoren waren opgesteld op basis van de theorie van Mullainathan en Shafir (2013). De kans bestaat dat ook hier het leereffect heeft opgetreden bij mensen in de werkende groep. Het kan zijn dat proefpersonen meer focus hadden op het maken van de sets naarmate zij langer bezig waren. Er is voorafgaand aan het uitvoeren van het experiment een voorbeeld getoond van de Raven’s test, om duidelijk te maken wat de bedoeling was.
Naarmate er meer was ‘geoefend’, namelijk in de eerste conditie, werden de sets in de tweede conditie beter gemaakt. Dit kan ertoe hebben geleid dat de werkende groep de sets beter maakte in de tweede, de lastige-conditie.
De proefpersonen uit de bijstandsgroep kwamen overeen met de beschreven
kenmerken van Bonoli en Hinrichs (2012) over langdurig werklozen. De gemiddelde leeftijd van deze groep lag hoger dan die van de werkende mensen en zij beheerste over het algemeen de Nederlandse taal minder goed dan de werkende groep deelnemers. Toch kan er op basis van de resultaten niet worden gesteld dat de theorie van Mullainathan en Shafir (2013) van toepassing is op de langdurige bijstandsontvanger in Amsterdam. Er is bezien of het verschil in hoogte van de financiële prikkel voor beide groepen een verschil maakte op het cognitieve reactievermogen. Er was echter geen sprake van een significant verschil tussen de groepen. Op basis van de gevonden data kan thans geconcludeerd worden dat mensen die langdurig in de bijstand zitten niet cognitief achteruit gaan en de bandbreedte niet minder wordt doordat zij geldschaarste ervaren. Men zou hieruit kunnen afleiden dat het inderdaad het beste is om
42 binnen het beleid vooral maatregelen te treffen vanuit het perspectief van de ‘stick’ (Kolbye, 1991).
Toch kunnen deze onderzoeksresultaten worden genuanceerd. Mogelijk hebben andere factoren invloed gehad op de twee groepen. Mullainathan en Shafir (2013) verklaarden dit verschijnsel ook al bij hun onderzoek uitgevoerd in New Jersey. Andere factoren zoals opleiding, gezondheid of woonplek zouden invloed kunnen hebben gehad op de gegeven antwoorden op de Raven’s test. De antwoorden zouden dus niet alleen beïnvloed zijn door het ervaren van geldschaarste. Daardoor zou het kunnen dat er geen verschil is gevonden tussen de groepen. Er is tussen groepen gekeken en niet binnen één groep, zoals bij de
suikerrietboeren. Bij het onderzoek bij de suikerrietboeren was er sprake van een verschil binnen dezelfde groep. Wanneer er wordt gekeken naar een verschillende meting van een