Traditie of restrictie?
Een onderzoek naar het effect van religiositeit, traditionele
gendernormen en interetnische relaties op de
arbeidsparticipatie van Afghaanse, Iraakse en Iraanse
vrouwen
Eva Meijer; 10589791
eva_meijer@live.nl
Bachelor Sociologie
Universiteit van Amsterdam
Agnieszka Kanas
Matthijs Kalmijn
26 juni 2018
Aantal woorden: 6910
Inhoud
Introductie...
3
Wetenschappelijke- en maatschappelijke relevantie
Gerelateerd onderzoek
Onderzoeksvragen
Theoretisch kader...
7
Socialisatietheorie
Sociaal kapitaal theorie
Hypotheses
Data ...
10
Operationalisering
Methode
Resultaten...
15
Arbeidsparticipatie (>12 uur per week)
Gewerkte uren per week
Conclusie...
21
Discussie
Introductie
In Nederland is de arbeidsparticipatie van vrouwen de afgelopen jaren flink gestegen. Volgens het CBS steeg de participatie van 35,1% in 1969, naar 65,1% in 2016. De
toegenomen mogelijkheden en acceptatie van deeltijdwerk voor vrouwen met partner, en het combineren van arbeid met zorgtaken hebben hieraan bijgedragen (CBS 2017).Toch zijn er nog groepen die sterk achterblijven. Uit een onderzoek van het Sociaal Cultureel Planbureau blijkt dat in 2009 32% van de Afghaanse vrouwen, 42% van de Iraakse vrouwen en 22% van de Iraanse vrouwen werkloos waren (Dourleijn en Dagevos 2011:109). De netto participatie op de arbeidsmarkt van vrouwen tussen de 15 en 65 jaar van Afghaanse afkomst is slechts 22%, van Irakese afkomst 18% en voor vrouwen met een Iraanse afkomst is dit 43% (Dourleijn en Dagevos 2011:113).
De lage arbeidsparticipatie van Afghaanse, Iraakse en Iraanse vrouwen heeft niet alleen impact op hun economische afhankelijkheid, maar heeft ook invloed op hun integratie in Nederland (Khoudja en Fleischmann 2014: 91). Dat werken een cruciaal onderdeel is van het integratieproces volgt ook uit de Europese Gemeenschappelijke basisprincipes voor integratiebeleid: ‘Het is van essentieel belang voor de participatie van migranten, voor de bijdrage van migranten aan de samenleving in het gastland, en voor het zichtbaar maken van deze bijdragen’. Participeren op de arbeidsmarkt geeft migranten financiële afhankelijkheid, het geeft hen de mogelijkheid zich verder te ontwikkelen en een bijdrage te leveren aan de samenleving. Het is kortom van doorslaggevend belang om een plek in de maatschappij te veroveren (Vluchtelingenwerk Nederland 2016:23).
Onderzoek naar het effect van mogelijke factoren op de arbeidsparticipatie van Afghaanse, Iraakse en Iraanse vrouwen kan nieuwe inzichten bieden die uiteindelijk kunnen leiden tot een betere integratie van deze groepen. Waar onderzoeken naar de arbeidsparticipatie van vrouwelijke migranten zich eerder vooral hebben gefocust op de vier grootste etnische groepen in Nederland: Turken, Marokkanen, Surinamers en Antillianen, zal dit onderzoek zich focussen op nieuwe groepen migranten. Over nieuwe migranten, of vluchtelingen, ontbraken tot voor kort actuele cijfers over hun arbeidsmarktpositie. Nu in 2009 de Survey Integratie Nieuwe Groepen is afgerond, kan er ook naar deze groepen onderzoek worden gedaan (Dourleijn en Dagevos 2011: 108).
Gerelateerd onderzoek
In eerder onderzoek is de lage arbeidsparticipatie van migranten vooral verklaard door
human capital theorieën. De human capital benadering stelt dat er investeringen in
individuen moeten worden gemaakt om opbrengsten in de vorm van productiviteit voort te brengen. Belangrijke investeringen zijn opleidingen en andere vormen van scholing (Merens 2000: 279). Taalcursussen, specifieke trainingen, en relevante werkervaring kunnen ook bijdragen aan human capital en daarbij aan productiviteit (Merens 2000; Becker 1994). Het verkrijgen van human capital zou een positief effect hebben op de arbeidsparticipatie. Ongelijkheden op de arbeidsmarkt tussen migranten en inwoners van het gastland wordt in eerdere onderzoeken verklaard door een verschil in deze productiviteit. Omdat migranten vooral afkomstig zijn uit ontwikkelingslanden is hun opleidingsniveau vaak lager dan
inwoners van Westerse landen. Hierdoor wordt verwacht dat de productiviteit van migranten lager is (Kanas en Van Tubergen 2009: 893). Daarnaast wordt gesteld dat de vaardigheden die migranten in het thuisland hebben verkregen minder gewaardeerd worden dan
vaardigheden die zijn verkregen in het gastland. Hetzelfde geldt voor behaalde diploma’s en eerdere werkervaring. Vaak kunnen deze vaardigheden, diploma’s en werkervaring niet worden vergeleken met bovenstaande uit het gastland, of de kwaliteit is lager, waardoor werkgevers de productiviteit van migranten minder goed kunnen inschatten (Kanas en Van Tubergen 2009: 894).
De samenstelling van het huishouden wordt in eerder onderzoek tevens genoemd als een van de factoren die de arbeidsparticipatie van migranten kunnen beïnvloeden. Dit is vooral van belang bij vrouwelijke migranten. Het samenwonen met een partner en het hebben van kleine kinderen, zorgt voor een toename in huishoudelijke arbeid voor vrouwen. (Corrigal et al. 2007). Hierdoor zou het voor vrouwen moeilijker worden om dit te combineren met een betaalde baan. Het samenwonen met een partner en kinderen zou daarom een negatief effect hebben op de arbeidsparticipatie van vrouwen (Khoudja en Fleischmann 2014: 91).Ook is de lage arbeidsparticipatie van vrouwelijke migranten eerder verklaard door de obstakels waar zij tegen aan lopen wanneer zij de arbeidsmarkt willen betreden. Denk hierbij aan negatieve beeldvorming en stereotypering bij het wervingsproces (De Jong et al. 2013: 5)
Nieuwe migrantengroepen zoals Afghanen, Irakezen en Iraniërs bestaan vooral uit
vluchtelingen. Bij vluchtelingen spelen andere factoren ook nog een rol. Door de duur van de vlucht en de periode in de opvang, hebben veel vluchtelingen een onderbroken
arbeidsverleden. Daarnaast is de verblijfsduur in het gastland vaak nog kort. Ook een slechte gezondheid zou een actieve participatie op de arbeidsmarkt bij veel vluchtelingen
verhinderen.
Verder blijkt uit literatuur dat migranten, en vooral vluchtelingen, een gebrek hebben aan functionele netwerken. Ze vinden zo minder vaak werk via informele contacten en door dit gebrek aan een functioneel netwerk is er ook weinig kennis over de Nederlandse
arbeidsmarkt en instituties (Dourleijn en Dagevos 2011:114). Het hebben van grotere netwerken, of meer sociaal contact, vergroot economische kansen (Kanas en Van Tubergen 2009: 895). Eerder onderzoek naar het effect van sociaal kapitaal op economische uitkomsten van migranten, focust zich vooral op contacten binnen de etnische groep van de
respondenten, wat economische mobiliteit zou bevorderen. In onderzoek van Kanas en Van Tubergen (2009) wordt echter gesteld dat contact met natives een ander effect heeft. Doordat zij kennis hebben van de arbeidsmarkt en instituties van het gastland, kan contact met natives voor migranten een positief effect hebben op de arbeidsparticipatie (Kanas en Van Tubergen 2009: 895).
Naast deze factoren wordt door onderzoek van onder andere Khoudja en Fleischmann (2014) gekeken naar het effect van traditionele gendernormen en religiositeit op de
arbeidsparticipatie van migranten. Een hogere mate van religiositeit, en positieve attitudes ten opzichte van traditionele genderrollen zouden een negatief effect hebben op de
arbeidsparticipatie van vrouwelijke migranten (Khoudja en Fleischmann 2014: 93). Hoewel er hedendaags veel aandacht is voor gender gelijkheid en de religiositeit van migranten, is er nog weinig onderzoek gedaan naar het effect van culturele factoren op arbeidsparticipatie (Khoudja en Fleischmann 2014: 92). Resultaten van de onderzoeken die hier wel aandacht aan besteden wijzen uit dat deze factoren wel degelijk van invloed zijn op de
arbeidsparticipatie (Khoudja en Fleischmann 2014: 99).
In eerder onderzoek naar de arbeidsparticipatie van migranten is weinig gekeken naar het effect van culturele factoren zoals attitudes en sociale netwerken op de arbeidsparticipatie. Door in dit onderzoek eerdere bevindingen te combineren met een focus op deze culturele factoren, kunnen nieuwe inzichten worden opgedaan. Daarnaast wordt er in dit onderzoek een
mediator variabele toegevoegd, wat dit onderzoek onderscheidt van eerdere onderzoeken naar het effect van culturele factoren op de arbeidsparticipatie van migranten. Als laatste wordt er in dit onderzoek een relatief nieuwe populatie onderzocht. Aangezien er nog weinig
onderzoek is gedaan naar nieuwe migrantengroepen, of vluchtelingen, kan zo een bijdrage worden geleverd aan de bestaande literatuur.
Onderzoeksvragen
De focus zal in dit onderzoek liggen op religiositeit, traditionele gendernormen en
interetnische relaties. Onder interetnische relaties wordt contact met autochtone Nederlanders verstaan.
De volgende onderzoeksvragen staan hierbij centraal:
‘Is er een negatieve relatie tussen religiositeit en de arbeidsparticipatie van Afghaanse, Iraakse en Iraanse vrouwen?’
‘Is er een negatieve relatie tussen traditionele gendernormen en de arbeidsparticipatie van Afghaanse, Iraakse en Iraanse vrouwen?’
‘Is er een positieve relatie tussen het contact met autochtone Nederlanders en de arbeidsparticipatie van Afghaanse, Iraakse en Iraanse vrouwen?’
‘Wordt het effect tussen religiositeit en de arbeidsparticipatie van Afghaanse, Iraakse en Iraanse vrouwen gemedieerd door het hebben van traditionele gendernormen?’
Theoretisch kader
Socialisatie theorie
Om de arbeidsparticipatie van vrouwelijke migranten te verklaren door traditionele gendernormen en religiositeit, kunnen socialisatie theorieën worden gebruikt. Durkheim beschrijft in zijn werk over ‘collective representation’: de invloed van de maatschappij bij de ontwikkeling van een persoonlijkheid van het individu. Daarmee doelt hij op de attitudes en het gedrag van een individu. Hij stelt dat het individu wordt gesocialiseerd door het gedrag van een groep over te nemen(Durkheim 1974). Dit proces heeft bij Durkheim het karakter van een onderwerping van het individu aan de normen, waarden en disciplines van het sociale leven (Klaassen 1973:245). De gedachten en het gedrag van het individu worden op die manier bepaald door collectieve representatie. Volgens Durkheim wordt de mens een cultureel en sociaal wezen wanneer het centrale waardensysteem in een samenleving het gedrag gaat reguleren (Klaassen 1973: 245-246). Er kan aan de hand van deze theorie dus worden gesteld dat het gedrag en de normen en waarden van vrouwelijke migranten wordt beïnvloed door de etnische- en religieuze groep waar ze toe behoren (Durkheim 1974).
Dat de houding van migranten invloed heeft op het gedrag wijst ook de theorie van Hakim (2002) uit. Hakim stelt dat attitudes, houding en levensdoelen van migranten een direct effect hebben op participatie op de arbeidsmarkt (Bevelander en Groeneveld 2010: 121; Hakim, 2002: 432). Hierbij wordt vooral gekeken naar de houding en attitudes van migranten ten opzichte van traditionele genderrollen. Als vrouwen een positieve houding hebben ten opzichte van traditionele genderrollen kan dit een negatief effect hebben op de arbeidsparticipatie. Het beïnvloedt de tijdsindeling van werk in het huishouden en betaald werk. Daarnaast heeft het invloed op verhoudingen in het huishouden en human capital. Zo kan het de keuze om kinderen te nemen beïnvloeden en vermindert het de kans op investeren in een opleiding (Khoudja en Fleischmann 2014: 93). De hypothese is dan ook dat positieve
attitudes ten opzichte van traditionele genderrollen een negatief effect hebben op de arbeidsparticipatie van Afghaanse, Iraakse en Iraanse vrouwen (H1).
Ook religie, of religiositeit, heeft volgens eerder onderzoek een negatief effect op de
arbeidsparticipatie van vrouwelijke migranten (Khoudja en Fleischmann 2014:93). Vrouwen die zich sterk verbonden voelen met hun religie zijn vaak lager opgeleid en hebben meer kinderen dan vrouwen die zich minder verbonden voelen met hun religie (Read 2004:1043).
Dit kan een negatief effect hebben op de arbeidsparticipatie. De invloed van religie op de arbeidsparticipatie van vrouwen wordt eveneens onderzocht door Lehrer (1995). Zij stelt dat religie een negatief effect kan hebben op de arbeidsparticipatie van vrouwen door de
heersende attitudes binnen religieuze groepen omtrent de verdeling van arbeid in het huishouden en traditionele genderrollen (Lehrer 1995: 282). De homogene gender samenstelling van de religieuze elite, de hiërarchie van gender, een patrilineaire
gezinsstructuur en het gezin als fundament van de samenleving binnen de grootste religies van de wereld zouden traditionele genderrollen bevorderen. Deze focus op het gezin schept een duidelijke rol voor de vrouw, waarbij zij verantwoordelijk is voor het huishouden (Khoudja en Fleischmann 2014: 93) (Read 2004: 1043). De hypothese is dan ook dat de
mate van religiositeit een negatief effect heeft op de arbeidsparticipatie van Afghaanse, Iraakse en Iraanse vrouwen (H2).
Vrouwen die tot een meer conservatieve religieuze groepering behoren, hebben vaker positieve attitudes omtrent traditionele genderrollen dan vrouwen die minder religieus zijn (Read 2003: 207). In verschillende onderzoeken naar het effect van religie op de
arbeidsparticipatie van vrouwen wordt beargumenteerd dat er wellicht een mediatie effect kan zijn tussen familie verplichtingen en de economische prestaties van vrouwen. Religieuze restricties met betrekking tot de arbeidsparticipatie van vrouwen worden vaak veroorzaakt door de rol van familie of het gezin (Read 2004: 1042). Traditionele genderrollen aangaande verantwoordelijkheden in het huishouden en binnen de familie zijn vooral belangrijk binnen de Islamitische cultuur (Bilge en Aswad 1996; Haddad en Smith 1996). In 2009 was 99,7% van de Afghaanse bevolking, 99% van de Iraakse bevolking en 99,4% van de Iraanse
bevolking Islamitisch (The Guardian 2009). Er kan dus worden gesteld dat religie en daarbij traditionele genderrollen een grote rol spelen binnen de onderzoeksgroep. Er wordt dan ook verwacht dat het effect van religiositeit op de arbeidsparticipatie van Afghaanse, Iraakse en
Iraanse vrouwen wordt gemedieerd door traditionele gendernormen (H3).
Traditionele gendernormen (m)
Arbeidsparticipatie (y) Religiositeit (x)
FIGUUR 1
Sociaal kapitaal theorie
Onderzoek toont aan dat het sociale netwerk van migranten ook invloed kan hebben op de arbeidsparticipatie. Het hebben van sociaal contact kan leiden tot het verkrijgen van andere vormen van kapitaal, zoals human capital. Het hebben van een groot sociaal netwerk, ofwel een stijging in sociaal kapitaal, zou daardoor kunnen leiden tot een positief effect op
economische uitkomsten (De Vroome en Van Tubergen 2010: 379). Onderzoek van Piracha et al. (2016) naar de invloed van sociaal kapitaal op de arbeidsparticipatie van migranten, wijst uit dat sociaal kapitaal significant is voor elk individu (autochtoon en migrant) maar vooral belangrijk voor vrouwen. Het effect van sociaal kapitaal op arbeidsparticipatie is in dit onderzoek het grootst bij vrouwen. Door middel van sociale netwerken is het voor hen
makkelijker om een baan te vinden (Piracha et al. 2013: 121). Literatuur wijst uit dat dit proces makkelijker wordt doordat migranten kunnen profiteren van de bronnen, informatie en invloed van hun netwerk (Kanas en Van Tubergen 2009: 899). Via deze netwerken wordt informatie uitgewisseld over de Nederlandse arbeidsmarkt en instituties (Dourleijn en Dagevos 2011:114). Vooral contact met natives van het gastland is hierbij belangrijk. Dit wordt ook wel ‘bridging social capital’ genoemd (De Vroome en Van Tubergen 2010: 380).
Natives hebben meer kennis over de arbeidsmarkt en instituties van het gastland omdat zij
hier langer in aanraking mee zijn geweest dan migranten. Aangezien vluchtelingen in een gastland arriveren met weinig kennis over het gastland, kan het hebben van contact met
natives voor deze migrantengroep vooral een positief effect hebben.
Natives weten daarnaast beter hoe werknemers zich moeten presenteren bij
werkgevers, zijn beter in het vinden van banen en zijn eerder op de hoogte van gewilde, of specifieke openstaande vacatures (Kanas en Van Tubergen 2009: 899). Ook hebben ze vaak een hoger human capital dan migranten: ze hebben vaak een hoog opleidingsniveau, zijn werkzaam en hebben vaak een baan met veel aanzien (De Vroome en Van Tubergen 2010: 380). Het is aannemelijk dat migranten, en vooral vluchtelingen, van contact met natives, en hun informatie en invloed kunnen profiteren (De Vroome en Van Tubergen 2010: 380). Aan de hand van deze theorieën wordt verwacht dat het contact met autochtone Nederlanders
een positief effect heeft op de arbeidsparticipatie van Afghaanse, Iraakse en Iraanse vrouwen.(H4).
Data & Methode
SING 2009- onderzoek
De data die wordt gebruikt om de theorieën en hypotheses te testen is de Survey Integratie Nieuwe Groepen (SING2009). Het SING 2009-onderzoek is een vervolg op het SIM (Survey Integratie Minderheden)- onderzoek en het SPVA (Sociale Positie en Voorzieningengebruik van Allochtonen)-onderzoek Deze survey is in 2009 afgenomen, in opdracht van het Sociaal Cultureel Planbureau. Het veldwerk is uitgevoerd door Bureau Veldkamp van medio februari 2009 tot medio februari 2010 (Hilhorst 2010: 2). In de survey worden vragen gesteld met betrekking tot het huishouden, opleiding, arbeid en inkomen, taalvaardigheid, sociale contacten en vrije tijd, culturele integratie, beeldvorming en godsdienst van respondenten (Hilhorst 2010: 7-8).
In samenwerking met het CBS is er een tweetrapssteekproef getrokken. In de eerste trap zijn aselect gemeenten getrokken, in de tweede trap zijn er binnen deze gemeenten aselect
personen getrokken. Eventuele problemen met generaliseerbaarheid zijn hierdoor voorkomen. De doelpopulatie bestond uit autochtone Nederlanders, Iraniërs, Irakezen, Afghanen,
Somaliërs, Chinezen en Polen van 15 jaar en ouder (Hilhorst 2010: 3). Aangezien de focus in dit onderzoekt lig op nieuwe migrantengroepen is de data erg geschikt voor dit onderzoek. De respondenten zijn verdeeld in twee groepen: ‘kortverblijvenden’ en ‘langverblijvenden’. Bij ‘kortverblijvenden’ werd verwacht dat de kans op taalproblemen groot was. Zij zijn daarom benaderd door interviewers uit de eigen herkomstgroep (Hilhorst 2010: 4). Respondenten zijn persoonlijk op het woonaders benaderd, telefonisch benaderen was niet toegestaan. Het aantal gesprekken per week lag gedurende de gehele veldwerkperiode tussen de 100 en 150, met enkele uitschieters naar boven en beneden. De betrouwbaarheid van de interviewers is gecontroleerd door middel van controleformulieren (Hilhorst 2010: 11-16). In totaal zijn er 6.911 geslaagde interviews afgenomen, het ongecorrigeerde responspercentage komt hiermee op 38%, het gemiddelde gecorrigeerde responspercentage is 43% (Hilhorst 2010: 18). In dit onderzoek ligt de focus op vrouwen afkomstig uit het Midden-Oosten. De eigen selectie zal alleen bestaan uit vrouwelijke respondenten uit Iran, Irak en Afghanistan. Het responspercentage van de gehele Irakese groep is 48%, van de Afghaanse groep 49% en het gecorrigeerde responspercentage van de Iraanse groep is 44% (Hilhorst 2010: 19-22). Voor dit onderzoek worden alleen respondenten geselecteerd die onderdeel zijn van de
beroepsbevolking (werkzaam en werkloos) en worden respondenten die voltijd studeren, met vervroegd pensioen zijn, of gehandicapt zijn uitgesloten. De analyse in dit onderzoek zal in totaal gebaseerd zijn op 1765 respondenten.
Operationalisering
Afhankelijke variabelen
Arbeidsparticipatie wordt door het CBS (2009) gedefinieerd als: ‘het hebben van een betaalde baan van meer dan 12 uur per week ten tijde van de survey’ of ‘werkloos maar beschikbaar en op zoek naar een betaalde baan voor meer dan 12 uur per week’ (Khoudja en Fleischmann 2014:94). In de SING data (2009) zijn enkele vragen omtrent arbeidsparticipatie en
werkgelegenheid weggevallen. De analyse kan daarom alleen gebaseerd worden op de volgende variabele.
In de survey wordt aan werkende respondenten gevraagd: ‘Hoeveel uur per week
werkt u?’. Hierbij zijn de respondenten ingedeeld in vier categorieën: 1. ‘minder dan 12 uur per week’ 2.’12 tot 20 uur per week’ 3. ’20 tot 35 uur per week’ 4. ‘35 uur per week of meer’.
Respondenten die werkloos zijn hebben deze vraag niet beantwoord. Deze variabele kan worden gecodeerd tot een dichotome variabele waarmee wordt aangetoond of respondenten (meer dan) 12 uur per week werken (1) of minder dan 12 uur per week werken (0).
Respondenten die niet werken zijn hierbij ook gecodeerd als 0.
Daarnaast is er een tweede afhankelijke variabele gemaakt om methodologische robuustheid te bewerkstelligen. Dezelfde vraag: ‘Hoeveel uur per week werkt u?’ is gecodeerd tot
categoriale variabele. De vier categorieën van de originele variabele zijn hierbij
aangehouden: 1. ‘minder dan 12 uur per week’ 2.’12 tot 20 uur per week’ 3. ’20 tot 35 uur
per week’ 4. ‘35 uur per week of meer’. Werkloze respondenten zijn in dit geval gecodeerd
als 1, en vallen daarbij onder de categorie 1. ‘minder dan 12 uur per week’.
Onafhankelijke variabelen
In dit onderzoek staan attitudes omtrent traditionele genderrollen centraal. Deze attitudes worden in de SING data (2009) gemeten door de stellingen: ‘De vrouw kan het beste de
verantwoordelijkheid voor het huishouden hebben’ ‘Voor jongens is het belangrijker dan voor meisjes om hun eigen geld te verdienen’ ‘Een vrouw moet stoppen met werken als ze
een kind krijgt’. Respondenten konden de stellingen beantwoorden op basis van een 5-punts
Likert schaal. In een eerder onderzoek van Khoudja en Fleischmann (2014) worden deze attitudes gemeten door de stellingen samen te voegen tot een nieuwe variabele en te kijken naar het gemiddelde Een hogere waarde staat zo gelijk aan positievere attitudes omtrent traditionele genderrollen (Khoudja en Fleischmann 2014: 94). Een analyse van deze variabelen geeft een Cronbach’s alpha van 0,540. Er is een zwakke onderlinge correlatie. Omdat eenzelfde variabelen in eerder onderzoek van Khoudja en Fleischamnn (2014) zijn samengevoegd wordt dit ondanks de zwakke correlatie toch aangehouden voor dit
onderzoek.
Religiositeit wordt gemeten door de volgende stellingen: ‘Mijn geloof is een belangrijk deel
van mezelf’, ‘Het doet pijn als iemand iets slechts zegt over mijn geloof’ en ‘Niemand mag mijn geloof in twijfel trekken’. Ook deze stellingen konden worden beantwoord op basis van
een 5-punts Likert schaal. Het samenvoegen van deze stellingen zal weer leiden tot een nieuwe variabele waarbij wordt gekeken naar het gemiddelde. Een hogere waarde staat hier gelijk aan sterkere religiositeit. Non-religieuze respondenten hebben deze vragen niet beantwoord en zijn gecodeerd als 1. Een analyse van deze variabelen geeft een Cronbach’s alpha van 0,908. Er kan worden gesteld dat er een sterke onderlinge correlatie is en dat de betrouwbaarheid goed is.
Het contact met autochtone Nederlanders kan worden gemeten door de volgende vragen: ‘Hoe vaak heeft u contact met autochtone vrienden of kennissen?’, ‘Hoe vaak heeft u contact
met autochtone buren of buurtgenoten?’ Respondenten konden antwoord geven op basis
van een 5-punts Likert schaal. De vragen zijn samengevoegd waardoor vervolgens met een gemiddelde kan worden aangetoond hoeveel contact er is met autochtone Nederlanders. De onderlinge correlatie tussen deze variabelen is echter wel zwak. Een analyse van de
variabelen geeft een Cronbach’s alpha van 0,561.
Controle variabelen
Om de arbeidsparticipatie van de onderzoeksgroep te verklaren wordt onder andere
gecontroleerd op human capital. De assumptie bij human capital theorieën is dat individuele kwaliteiten succes op de arbeidsmarkt bepalen. Er moeten investeringen in individuen worden gemaakt om opbrengsten in de vorm van productiviteit voort te brengen. Onder investeringen vallen onder andere opleidingsniveau en taalvaardigheid. Het opleidingsniveau
van respondenten wordt gemeten op basis van vier categorieën uit het Nederlandse onderwijssysteem. Op de vraag: ‘Wat is uw hoogst behaalde opleiding?’ kon antwoord worden gegeven in de categorieën: 1. ‘basisonderwijs’ 2. ‘vbo/mavo’ 3. ‘mbo/havo/vwo 4.
‘hbo/wo’. De originele variabele is gebruikt in de analyse.
Taalbeheersing wordt gemeten door de vraag: ‘Heeft u als u een gesprek in het Nederlands
heeft, moeite met de Nederlandse taal?’ Daarnaast wordt gevraagd naar moeilijkheden met
het lezen, spreken of schrijven van de Nederlandse taal. Respondenten kunnen deze vragen beantwoorden met 1. ‘Ja, vaak moeite’ 2. ‘Ja, soms’ 3. ‘Nee, nooit’. Khoudja en Fleischmann (2014) voegen deze variabelen samen en baseren taalbeheersing op het gemiddelde van deze vragen (Khoudja en Fleischmann 2014: 94). Taalbeheersing is ook in dit onderzoek op deze manier gecodeerd. Na een analyse van de variabelen wordt een Cronbach’s alpha van 0,861 gegeven. Er is sprake van een sterke onderlinge correlatie, de betrouwbaarheid is dus goed. Ook wordt er gecontroleerd op de samenstelling van het huishouden. Eerdere theorieën en onderzoeken stellen dat het samenwonen met een partner en het hebben van kinderen zorgen voor een toename in huishoudelijke arbeid voor vrouwen. Dit wordt voornamelijk gezien als de verantwoordelijkheid van de vrouw. Vrouwen zijn hierdoor geneigd om minder te werken, of zelfs te stoppen met werken (Coltrane in Corrigal et al. 2007).
Er wordt gevraagd of de respondent samenwoont met een partner en of zij thuiswonende kinderen heeft. Deze zijn geconstrueerd als twee dichotome variabelen. Woont de respondent samen met partner en/of kinderen dan is dit gecodeerd als 1. Respondenten die niet
samenwonen met hun partner en/of thuiswonende kinderen hebben, zijn gecodeerd als 0. Respondenten die geen partner en/ of kinderen hebben zijn hierbij ook gecodeerd als 0. Daarnaast wordt er gecontroleerd op leeftijd, de verblijfsduur in Nederland en de gezondheid van de respondent. Leeftijd is in de SING data (2009) weergeven in drie categorieën waarbij 1. ’15-25 jaar’ is, 2. ’25-45 jaar’ en 3. ’45 jaar of ouder’. De variabele is vervolgens
gecodeerd in drie aparte dichotome variabelen.
Aan respondenten is gevraagd hoelang zij al in Nederland verblijven. Deze vraag werd beantwoord op basis van vier categorieën, waarbij 1. ‘0-5 jaar’ is, 2. ‘5 -10 jaar’, 3.
’10-15 jaar’ en 4. ’15 jaar of langer’. In de analyse is de originele variabele gebruikt.
De gezondheid van respondenten is gemeten door de volgende vraag: ‘Hoe goed is over het
1.’zeer goed’ , 2. ‘goed’ 3. ‘gaat wel’ 4. ‘slecht’ en 5. ‘zeer slecht’ . De variabele is
vervolgens zo gecodeerd dat 1. ‘zeer slecht’ is en 5. ‘zeer goed’ is. Een hogere score geeft dus een betere gezondheid aan.
Methode
Aangezien de afhankelijke variabelen in dit onderzoek gecodeerd zijn als dichtotome- en als categoriale variabele, zijn er twee regressies uitgevoerd. ‘Arbeidsparticipatie’ is geanalyseerd door middel van een multivariate logistische regressie. ‘Gewerkte uren per week’ is
geanalyseerd door middel van een multivariate OLS regressie. Bij beiden modellen is getest op mediatie door middel van multivariate regressies. De analyses zijn uitgevoerd op basis van 1765 respondenten. Er zijn voor de analyses alleen vrouwelijke respondenten
geselecteerd met een Irakese, Afghaanse of Iraanse achtergrond, die onderdeel zijn van de werkloze- of werkzame beroepsbevolking. Bovendien zijn respondenten die op één,of meer, van de vragen in de data niet gereageerd hebben, niet meegenomen in de analyse.
TABEL 1
Beschrijvende statistiek van afhankelijke- en onafhankelijke variabelen, N=1765
Range Mean SD
Afhankelijke variabelen
Werkt meer of minder dan 12 uur per week 0/1 0,3875
Gewerkte uren 1-4 1,9394 1,25729 Onafhankelijke variabelen Interetnische relaties 1-5 3,3955 1,14582 Religiositeit 1-5 2,827 1,40089 Traditionele gendernormen 1-5 2,5216 0,87855 Controle variabelen
Leeftijd (jongeren 15-25 jaar) 0/1 0,1909
Leeftijd (volwassenen 25-45 jaar) 0/1 0,5008
Leeftijd (volwassenen >45 jaar) 0/1 0,3082
Opleidingsniveau 1-4 2,9269 1,03388
Verblijfsduur in Nederland 1-4 3,0822 0,88355
Taalbeheersing 1-3 2,2891 0,64579
Gezondheid 1-5 3,7252 1,06897
Thuiswonend kind 0/1 0,511
Resultaten
Voor dit onderzoek zijn er twee regressies uitgevoerd bestaande uit vijf regressiemodellen. In Tabel 2 zijn de resultaten van de logische regressie weergeven. In deze regressie wordt het effect van religiositeit, traditionele gendernormen en contact met autochtone Nederlanders op de arbeidsparticipatie gemeten. In Tabel 3 de resultaten van de OLS regressie. In deze
regressie wordt het effect van religiositeit, traditionele gendernormen en contact met autochtone Nederlanders op de gewerkte uren per week gemeten.
Analyse arbeidsparticipatie (>12u per week)
In Model 1 van de logistische regressie zijn nog geen onafhankelijke variabelen toegevoegd. Dit model meet het effect van ‘etniciteit’ op de afhankelijke variabele ‘arbeidsparticipatie’.
In Model 2 worden de controle variabelen ‘leeftijd’, ‘opleidingsniveau’,
‘verblijfsduur’, ‘taalbeheersing’, ‘thuiswonende kinderen’ en ‘samenwonend met partner’ toegevoegd. Uit de resultaten blijkt dat wanneer respondenten jonger zijn dan 25 jaar, of ouder dan 45 jaar, dit een negatief significant effect heeft op de arbeidsparticipatie vergeleken met respondenten in de leeftijdscategorie 25 tot 45 jaar. Opleidingsniveau scoort positief, maar is niet significant. Dit betekent dat het opleidingsniveau van de respondenten geen significant effect heeft op de arbeidsparticipatie. Dit is een opvallend resultaat. Er is daarom ook gekeken naar de distributie van de variabele opleidingsniveau. Hieruit blijkt dat 622 respondenten HBO of WO hebben afgerond, 653 respondenten heeft een MBO, VWO of HAVO diploma, 229 respondenten heeft VMBO of MAVO afgerond en 263 respondenten heeft alleen het basisonderwijs afgerond (N=1765). Respondenten zijn dus relatief hoog opgeleid, maar uit de regressie blijkt dat dit geen significant effect heeft op de
arbeidsparticipatie.
Ook het hebben van thuiswonende kinderen is in dit model niet significant, en heeft dus geen significant effect op de arbeidsparticipatie van de respondenten. Als respondenten
samenwonen met hun partner heeft dit wel een significant effect op de arbeidsparticipatie. Uit de resultaten blijkt dat dit een positief significant effect is. Dit laat zien dat respondenten eerder meer dan 12 uur per week werken als zij samenwonen met een partner, dan wanneer zij geen partner hebben, of niet samenwonen met hun partner. Daarnaast hebben de
verblijfsduur in Nederland, de gezondheid van de respondent en de taalbeheersing van de respondent een positief significant effect op arbeidsparticipatie. Respondenten werken dus eerder meer dan 12 uur per week wanneer zij al lang in Nederland verblijven, een goede gezondheid hebben of de Nederlandse taal beter beheersen.
In het derde model, Model 3, wordt de eerste onafhankelijke variabele toegevoegd: de variabele ‘contact met autochtone Nederlanders’. Met deze variabele wordt het effect gemeten van interetnische relaties of bridging social capital op de arbeidsparticipatie van respondenten. Dit effect is positief, maar niet significant. Er kan dus worden gesteld dat meer contact met autochtone Nederlanders, geen significant effect heeft. De hypothese dat contact
met autochtone Nederlanders een positief effect heeft op de arbeidsparticipatie van Afghaanse, Iraakse en Iraanse vrouwen (H4) kan dus worden verworpen. De verklaarde
variantie (0,201) na het toevoegen van deze variabele verschilt daarnaast ook nihil van Model 2 waarin de verklaarde variantie 0,200 is. Bovendien veranderen de effecten van de controle variabelen op arbeidsparticipatie nauwelijks na het toevoegen van de variabele ‘contact’. Hieruit kan worden geconcludeerd dat de onafhankelijke variabele ‘contact’ geen belangrijke voorspeller is voor de arbeidsparticipatie van Afghaanse, Iraakse en Iraanse vrouwen. De onafhankelijke variabele ‘religiositeit’ is toegevoegd in Model 4. De variabele meet het effect van de mate van religiositeit op arbeidsparticipatie. Uit de resultaten kan worden opgemaakt dat religiositeit een negatief significant effect heeft op de arbeidsparticipatie. De logit dat een respondent meer dan 12 uur per week werkt neem af met 0,118 als een
respondent een eenheid stijgt in religiositeit ofwel religieuzer is. Met andere woorden: als een respondent in religiositeit stijgt, dan dalen de odds dat ze meer dan 12 uur per week werkt met 11,1% . De hypothese dat de mate van religiositeit een negatief effect heeft op de
arbeidsparticipatie van Afghaanse, Iraakse en Iraanse vrouwen (H2) wordt door dit resultaat
bevestigd. Echter is het effect van religiositeit op de arbeidsparticipatie klein vergeleken met controle variabelen in het model. Er kan worden gesteld dat er andere variabelen zijn, die niet in dit model zijn opgenomen, welke mogelijk een groter effect hebben op de
arbeidsparticipatie van de respondenten dan religiositeit.
Vervolgens is in Model 5 de onafhankelijke variabele ‘traditionele gendernormen’ toegevoegd. Omdat er verwacht wordt dat het effect van religiositeit op de
arbeidsparticipatie van Afghaanse, Iraakse en Iraanse vrouwen wordt gemedieerd door traditionele gendernormen (H3) is er eerst getest op mediatie.
Er wordt verwacht dat de onafhankelijke variabele (x) een significant effect heeft op de afhankelijke variabele (y). Bij mediatie wordt verwacht dat dit effect echter is veroorzaakt door een ‘tussenliggende’ variabele, de mediatorvariabele (m). Bij complete mediatie verdwijnt het effect van ‘x’ op ‘y’ volledig na het controleren op de variabele ‘m’. Bij gedeeltelijke mediatie wordt het effect van ‘x’ op ‘y’ gereduceerd na het controleren op ‘m’. In dit geval is ‘religiositeit’ de onafhankelijke variabele (x), ‘arbeidsparticipatie’ de
afhankelijke variabele (y) en ‘traditionele gendernormen’ de mediator (m). Er kan op mediatie worden getest door middel van een multivariate regressie waarbij de controle variabelen ook worden toegevoegd. Er moet eerst worden bevestigd dat de variabele (x) religiositeit inderdaad een significant effect heeft op de variabele (y) arbeidsparticipatie. Vervolgens moet worden aangetoond dat religiositeit (x) een significant effect heeft op traditionele gendernormen (m). Als beide effecten significant zijn, moet worden gekeken of religiositeit en traditionele gendernormen significant zijn wanneer zij samen worden
toegevoegd aan de multivariate regressie. Aan de eerste twee stappen is voldaan, wanneer de variabele ‘traditionele gendernormen’ echter wordt toegevoegd in Model 5, blijkt het effect van deze variabele op arbeidsparticipatie niet significant. Er kan daarom geen sprake zijn van mediatie. Bovenstaande hypothese kan in dit geval worden verworpen. Ook kan de hypothese dat positieve attitudes ten opzichte van traditionele genderrollen een negatief effect hebben
op de arbeidsparticipatie van Afghaanse, Iraakse en Iraanse vrouwen (H1) verworpen
TABEL 3
Multivariate OLS regressieanalyse gewerkte uren per week
Model 1 Model 2 Model 3 Model 4 Model 5 B SD B SD B SD B SD B SD
Afghaanse vrouwen (ref.)
Iraakse vrouwen -0,478*** 0,12 -0,457*** 0,113 -0,455*** 0,113 -0,466*** 0,113 -0,455*** 0,113
Iraanse vrouwen -0,149 0,12 -0,318** 0,114 -0,312** 0,115 -403*** 0,117 -0,393*** 0,118
Leeftijd (volwassenen 25-45 jaar) (ref.)
Leeftijd (jongeren 15-25 jaar) -0.775*** 0,091 -0,784*** 0,091 -0,739*** 0,092 -0,736*** 0,092
Leeftijd (volwassenen >45 jaar) -0,128 0,069 -0,128 0,069 -0,127 0,092 -0,126 0,069
Opleidingsniveau 0,029 0,029 0,031 0,029 0,019 0,029 0,015 0,03
Verblijfsduur in Nederland 0,204*** 0,036 0,206*** 0,036 0,196*** 0,036 0,198*** 0,036
Taalbeheersing 0,289*** 0,054 0,283*** 0,054 0,276*** 0,054 0,270*** 0,055
Gezondheid 0,207*** 0,029 0,204*** 0,029 0,197*** 0,029 0,196*** 0,029
Geen (thuiswonend) kind (ref.)
Thuiswonend kind -0,171* 0,07 -0,171** 0,07 -0,153* 0,07 -0,149* 0,07
Geen (samenwonende) partner (ref.)
Samenwonend met partner 0,297*** 0,072 0,297*** 0,072 0,310*** 0,071 0.309*** 0,071
Interetnische relaties 0,03 0,025 0,027 0,025 0,024 0,025 Religiositeit -0,077*** 0,023 -0,073*** 0,023 Traditionele gendernormen -0,038 0,033 Constant 2,234*** 0,112 0,254 0,196 0,167 0,209 0,523* 0,233 0,629** 0,252 R² 0,02 0,153 0,153 0,159 0,16 TABEL 2
Multivariate logistische regressieanalyse arbeidsparticipatie (>12u per week)
Model 1 Model 2 Model 3 Model 4 Model 5 B SD B SD B SD B SD B SD
Afghaanse vrouwen (ref.)
Iraakse vrouwen -1 ,511*** 0,204 -1,589*** 0,219 -1,585*** 0,22 -1,605*** 0,230 -1,582*** 0,221
Iraanse vrouwen -0,929*** 0,203 -1,270*** 0,223 1,259*** 0,223 -1,403*** 0,230 -1,384*** 0,23
Leeftijd (volwassenen 25-45 jaar) (ref.)
Leeftijd (jongeren 15-25 jaar) -1,029*** 0,179 -1,047*** 0,179 -0,979*** 0,181 -0,975*** 0,181
Leeftijd (volwassenen >45 jaar) -0,353** 0,133 -0,354** 0,133 -0,356** 0,133 -0,56** 0,134
Opleidingsniveau 0,078 0,058 0,081 0,058 0,063 0,058 0,054 0,059
Verblijfsduur in Nederland 0,418*** 0,072 0,421*** 0,072 0,405*** 0,072 0,407*** 0,072
Taalbeheersing 0,498*** 0,106 0,486*** 0,107 0,474*** 0,107 0,463*** 0,107
Gezondheid 0,365*** 0,059 0,359*** 0,059 0,348*** 0,059 0,344*** 0,059
Geen (thuiswonend) kind (ref.)
Thuiswonend kind -0,188 0,134 -0,189 0,134 -0,161 0,135 -0,153 0,135
Geen (samenwonende) partner (ref.)
Samenwonend met partner 0,458*** 0,14 0,461*** 0,14 0,482*** 0,141 0,48*** 0,141
Interetnische relaties 0,061 0,048 0,057 0,049 0,053 0,049
Religiositeit -0,118** 0,043 -0,110** 0,044
Traditionele gendernormen -0,076 0,066
Constant 0,669*** 0,19 -3,092*** 0,4 -3,270*** 0,425 -2,717*** 0,469 -2,498*** 0,505
Analyse gewerkte uren per week
Ook bij deze regressie zijn er in Model 1 nog geen onafhankelijke variabelen toegevoegd en is er alleen gekeken naar etniciteit.
In Model 2 zijn de controle variabelen toegevoegd in de regressie. Opvallend is dat leeftijd alleen een significant effect heeft op de gewerkte uren per week als respondenten tussen de 15 en 25 jaar zijn. Als respondenten ouder dan 45 jaar zijn is dit effect niet significant. Ook in dit model heeft het opleidingsniveau van respondenten geen significant effect op de gewerkte uren per week.
Het hebben van thuiswonende kinderen heeft in dit model een negatief significant effect op de gewerkte uren per week. Het samenwonen met een partner heeft echter een positief significant effect op de gewerkte uren per week. De variabelen ‘verblijfsduur’, ‘
taalbeheersing’ en ‘gezondheid’ hebben allen een positief significant effect op de gewerkte uren per week. Voor elke eenheid hoger in verblijfsduur, is er een toename van 0,204 in de schaal van de gewerkte uren per week, waarbij de andere variabelen constant blijven. Voor elke eenheid hoger in taalbeheersing is er een toename van 0,289, in de schaal van de gewerkte uren per week, waarbij de andere variabelen constant blijven Voor elke eenheid hoger in gezondheid, is er een toename van 0,207 in de schaal van de gewerkte uren per week, waarbij de andere variabelen constant blijven.
In Model 3 wordt de onafhankelijke variabele ‘contact met autochtone Nederlanders’ toegevoegd aan de regressie. Ook in dit model is het effect van de variabele ‘contact’ niet significant. Daarnaast blijven de effecten van de controle variabelen op gewerkte uren per week nagenoeg hetzelfde als in Model 2. De verklaarde variantie (0,153) is tevens net zo groot als in Model 2. Er kan worden geconcludeerd dat het contact met autochtone
Nederlanders geen belangrijke voorspeller is voor de gewerkte uren per week. De hypothese
dat contact met autochtone Nederlanders een positief effect heeft op de arbeidsparticipatie van Afghaanse, Iraakse en Iraanse vrouwen (H4) kan ook in dit regressiemodel worden
verworpen.
Het effect van de onafhankelijke variabele ‘religiositeit’ op de gewerkte uren per week wordt gemeten in Model 4. Het toevoegen van deze variabele beïnvloed de effecten van andere variabelen in de regressie. De effecten van de controle variabelen worden kleiner, met uitzondering van de variabele ‘samenwonend met partner’. Het effect van het samenwonen
met een partner op de gewerkte uren per week wordt groter wanneer religiositeit wordt toegevoegd aan het model. Religiositeit heeft een negatief significant effect op de gewerkte uren per week. Dit effect is echter erg klein. Voor elke eenheid hoger in religiositeit, is er een afname van 0,077 in de schaal van de gewerkte uren per week, waarbij de andere variabelen constant blijven. Desondanks kan de hypothese dat de mate van religiositeit een negatief
effect heeft op de arbeidsparticipatie van Afghaanse, Iraakse en Iraanse vrouwen (H3) door
dit resultaat worden bevestigd.
In Model 5 de onafhankelijke variabele ‘traditionele gendernormen’ toegevoegd. Deze variabele is naar verwachting een mediator variabele. Er wordt verwacht dat het effect van
religiositeit op de arbeidsparticipatie van Afghaanse, Iraakse en Iraanse vrouwen wordt gemedieerd door traditionele gendernormen (H2). Er is daarom eerst getest op mediatie. Ook
in deze regressie kan niet worden voldaan aan de derde stap. Het effect van de onafhankelijke variabele ‘traditionele gendernormen’ op gewerkte uren per week niet significant in Model 5. Er kan daarom ook in dit regressiemodel geen sprake zijn van mediatie. Door dit resultaat kan de hypothese dat positieve attitudes ten opzichte van traditionele genderrollen een negatief
effect hebben op de arbeidsparticipatie van Afghaanse, Iraakse en Iraanse vrouwen (H1)
Conclusie
In dit onderzoek staat de volgende vraag centraal: ‘Wat is het effect van religiositeit, traditionele gendernormen en interetnische relaties op de arbeidsparticipatie van Afghaanse, Iraakse en Iraanse vrouwen?’ Om antwoord te geven op deze onderzoeksvraag zijn vier hypotheses opgesteld die getoetst zijn in zowel een multivariate logistische regressie, als een multivariate OLS regressie. Ondanks de verschillende afhankelijke variabelen en dus
regressies, kon er nagenoeg dezelfde conclusie worden getrokken uit de verschillende resultaten.
De resultaten bevestigen eerder onderzoek over de rol van verblijfsduur, taalbeheersing en gezondheid op de arbeidsparticipatie van migranten. Deze variabelen hebben allen een positief significant effect op arbeidsparticipatie. Verder wordt ook het negatieve effect van religiositeit op de arbeidsparticipatie bevestigd in dit onderzoek. In beide regressies heeft religiositeit een negatief significant effect op de arbeidsparticipatie en de gewerkte uren per week. De hypothese dat de mate van religiositeit een negatief effect heeft op de
arbeidsparticipatie van Afghaanse, Iraakse en Iraanse vrouwen (H3) is door dit resultaat
bevestigd. Echter is het effect van religiositeit op de afhankelijke variabelen zeer klein. Eerder onderzoek van Khoudja en Fleischmann (2014) onder eerste generatie migranten uit Turkije, Marokko, Suriname en de Antillen wees ook uit dat religiositeit in Nederland een minder grote rol speelt dan verwacht, waar positieve attitudes ten opzichte van traditionele genderrollen wel van invloed zijn (Khoudja en Fleischmann 2014: 100). De overige
resultaten komen echter niet overeen met eerder onderzoek. Het effect van positieve attitudes ten opzichte van traditionele genderrollen op arbeidsparticipatie en gewerkte uren per week is in beide regressies niet significant. Positieve attitudes ten opzichte van traditionele
gendernormen hebben dus geen effect op de arbeidsparticipatie of de gewerkte uren van respondenten. Zowel de hypothese dat het effect van religiositeit op de arbeidsparticipatie
van Afghaanse, Iraakse en Iraanse vrouwen wordt gemedieerd door traditionele
gendernormen (H3) als de hypothese dat positieve attitudes ten opzichte van traditionele genderrollen een negatief effect hebben op de arbeidsparticipatie van Afghaanse, Iraakse en Iraanse vrouwen (H2) moeten daarom verworpen worden. Opvallend is dat resultaten uit
eerder onderzoek van onder andere Khoudja en Fleischmann (2014) wel een significant effect vinden. Het ontbreken van zo’n effect in dit onderzoek kan wellicht worden verklaard door
de zwakke correlatie tussen de variabelen waarmee de variabele ‘traditionele gendernormen’ is geconstrueerd (α=0,540). Het resultaat is daarom wellicht niet betrouwbaar.
Ook blijkt de mate van contact met autochtone Nederlanders geen significant effect te hebben op de arbeidsparticipatie. De hypothese: contact met autochtone Nederlanders heeft een
positief effect op de arbeidsparticipatie van Afghaanse, Iraakse en Iraanse vrouwen (H4)
moest daarom worden verworpen. De hypothese is gegrond op de theorie dat sociaal kapitaal en het hebben van een persoonlijk netwerk een positief effect hebben op de
arbeidsparticipatie. Volgens eerder onderzoek leiden sociale netwerken tot uitwisseling van informatie over de Nederlandse arbeidsmarkt en instituties en is het zo makkelijker voor migranten om een baan te vinden (Piracha et al. 2013: 14). In de regressies is de mate van contact met autochtone Nederlanders getest op de afhankelijke variabelen arbeidsparticipatie en gewerkte uren per week. In beide regressies is dit resultaat niet significant. Contact met autochtone Nederlands, of het hebben van interetnische relaties, is dus geen belangrijke voorspeller voor de arbeidsparticipatie of gewerkte uren van Afghaanse, Iraakse en Iraanse vrouwen. In gerelateerd onderzoek van De Vroome en Van Tubergen (2010) blijkt sociaal kapitaal wel significant voor migranten van dezelfde etniciteit. Dat dit onderzoek afwijkende resultaten laat zien zou ook verklaard kunnen worden door de constructie van de variabele ‘contact’. De betrouwbaarheidstest voor het samenvoegen van de variabelen waarmee de variabele ‘contact’ is geconstrueerd was laag (α=0,561). Resultaten met betrekking tot deze variabele zijn daarom mogelijk niet betrouwbaar.
Eerder onderzoek naar de arbeidsparticipatie van vrouwelijke migranten focust zich daarnaast vooral op human capial theorieën. Het opleidingsniveau van vrouwelijke migranten is daarbij van groot belang. Echter blijkt uit de resultaten van beide regressies dat het opleidingsniveau van Afghaanse, Iraakse en Iraanse vrouwen geen significant effect heeft op de
arbeidsparticipatie. Voor deze respondenten speelt hun opleidingsniveau dus geen rol in de beslissing om meer dan 12 uur per week te gaan werken en te participeren op de
arbeidsmarkt. Uit de distributie van de variabele ‘opleidingsniveau’ blijkt dat 622 van de 1765 respondenten HBO of WO heeft afgerond. De respondenten zijn dus grotendeels hoog opgeleid. Onderzoek van Read (2008) wijst uit dat Arabisch-Amerikaanse vrouwen vaak ook relatief hoog opgeleid zijn en toch een lage arbeidsparticipatie hebben. Educatie wordt door hen niet gezien als een investering voor de arbeidsmarkt, maar een investering voor hun familie. Uit het onderzoek van Read (2008) blijkt dat Arabisch-Amerikaanse vrouwen
ondanks hun opleidingsniveau toch kiezen voor het vervullen van familieverplichtingen, in plaats van het vervullen van een positie op de arbeidsmarkt (Read 2008: 296). In
vervolgonderzoek zou de focus daarom misschien meer moeten liggen op de rol van familie. Een ander opvallend resultaat zijn de effecten van het hebben van thuiswonende kinderen en het samenwonen met een partner. Eerdere theorieën en onderzoeken stellen dat het samenwonen met een partner en het hebben van kinderen zorgen voor een toename in huishoudelijke arbeid voor vrouwen, waardoor vrouwen minder tijd hebben om te werken. Er werd dan ook verwacht dat het effect van bovenstaande variabelen op de arbeidsparticipatie negatief significant zou zijn. Echter bleek het hebben van kinderen niet significant in de logistische regressie, en was het effect van samenwonen met een partner positief significant in beide regressies.
Discussie
Er zijn een aantal beperkingen in dit onderzoek. Er is in dit onderzoek gebruik gemaakt van de SING data (2009). Echter ontbreken er in de database veel variabelen. Er ontbreken onder andere vragen omtrent werk en arbeidsparticipatie. Het was daardoor niet mogelijk een variabele te construeren waarbij de volledige definitie van arbeidsparticipatie van het CBS (2009) : ‘het hebben van een betaalde baan van meer dan 12 uur per week ten tijde van de
survey’ of ‘werkloos maar beschikbaar en op zoek naar een betaalde baan voor meer dan 12 uur per week’ gemeten wordt. Op basis van eerder onderzoek van onder andere Read (2003,
2004) en Khoudja en Fleischmann (2014) kan worden gesteld dat in een model waarbij het construeren van zo’n variabele wel mogelijk was, het effect van positieve attitudes ten opzichte van traditionele gendernormen wellicht wel significant zou zijn. Andere variabelen die in eerder onderzoek ook significant waren, zoals het opleidingsniveau van respondenten en de samenstelling van het huishouden, zouden in een model met een dergelijke variabele mogelijkerwijs ook significant blijken. Ook zijn er variabelen samengevoegd met een lage Cronbach’s alpha waardoor de resultaten wellicht niet compleet betrouwbaar zijn. Dit moet meegenomen worden in vervolgonderzoek.
De SING data (2009) bestaat uit data van cross-sectioneel onderzoek. Hierbij wordt een dwarssnede genomen van de bevolking op een specifiek moment. Omdat het een
momentopname is, is het moeilijk om causaliteit te kunnen constateren. Daarnaast kan er bij cross-sectioneel onderzoek ook sprake zijn van omgekeerde causaliteit. Longitudinaal onderzoek zou dit kunnen uitsluiten. Tevens moet er rekening worden gehouden met de
non-respons cijfers. Het non-responspercentage van de gehele Irakese groep is 48%, van de
Afghaanse groep 49% en het gecorrigeerde responspercentage van de Iraanse groep is 44% (Hilhorst 2010: 19-22). Er kan hierdoor een minder precieze conclusie worden getrokken. Ook is de Afghaanse groep in dit onderzoek ondervertegenwoordigd (N=124). Dit kan de resultaten mogelijk ook hebben beïnvloed.
De resultaten van dit onderzoek wijken grotendeels af van eerder onderzoek naar de arbeidsparticipatie van vrouwelijke migranten. Sociaal kapitaal en positieve attitudes ten opzichte van traditionele genderrollen hebben geen significant effect op de
arbeidsparticipatie. Ook opleidingsniveau speelt geen rol. Religiositeit heeft zoals verwacht een significant, maar klein effect op de arbeidsparticipatie van de respondenten. Een mogelijke verklaring kan zijn dat dit een relatief nieuwe migrantengroep betreft. Eerdere theorieën met betrekking tot arbeidsparticipatie zijn wellicht niet van toepassing op deze groep. Aangezien de nieuwe migrantengroepen vooral uit vluchtelingen bestaan, en deze groepen in andere omstandigheden naar Nederland zijn gekomen dan de vier grootste migranten groepen, Turken, Marokkanen, Surinamers en Antillianen, zou de focus in vervolgonderzoek eerder moeten liggen op factoren die te maken hebben met deze omstandigheden.
Literatuur
Bevelander, P. en Groeneveld, S. 2010. “How many hours do you have to work to be integrated? Full-time and part-time employment of native and ethnic minority women in the Netherlands”. International Migration, 50, 117–131
Bilge, B. en Awad, B.C. 1996. Introduction. Family and gender among American Muslims:
Issues facing Middle Eastern immigrants and their descendants. Temple University Press.
CBS (2017) Groei arbeidsdeelname afgevlakt.(geraadpleegd via : https://www.cbs.nl/nl-nl/nieuws/2017/37/groei-arbeidsdeelname-afgevlakt )
Corrigall, E. A. en Konrad, A. M. 2007. “Gender role attitudes and careers: a longitudinal study.” Sex Roles, 56, 847–855
Dagevos, J., Gijsberts, M., Kappelhof, J. en Vervoort, M. 2007. Survey Integratie
Minderheden 2006. Verantwoording van de opzet en uitvoering van een survey onder Turken, Marokkanen, Surinamers, Antillianen en een autochtone vergelijkingsgroep. The Hague:
Netherlands Institute for Social Research
De Jong, T., Kraus, S. en Serage, R. 2013. “Arbeidsparticipatie van vrouwen van 25 tot 35 jaar in de vier grote gemeenten.” Atria
De Vroome, T., & Van Tubergen, F. (2010). The employment experience of refugees in the Netherlands. International Migration Review, 44(2), 376-403.
Durkheim, E. 1974. “Individual and collective representations.” Sociology and philosophy, 1-34
Gordon, M. M. (1964). Assimilation in American life. Oxford University Press.
Haddad, Y. Y., en Smith, J. I. 1996. “ Islamic Values among American Muslims.” Family
and gender among American Muslims: Issues facing Middle Eastern immigrants and their descendants, 19.
Hakim, C. 2000. Work–Lifestyle Choices in the 21st Century: Preference Theory. Oxford: Oxford University Press.
Hilhorst, M. 2009. “Survey Integratie Nieuwe Groepen SING 2009.” Veldwerkverslag. Huijnk, W., Gijsberts, M., en Dagevos, J. 2014. Jaarrapport integratie 2013.
Kanas, A., & Van Tubergen, F. (2009). The impact of origin and host country schooling on the economic performance of immigrants. Social Forces, 88(2), 893-915.
Khoudja, Y., & Fleischmann, F. 2014. “Ethnic differences in female labour force participation in the Netherlands: Adding gender role attitudes and religiosity to the explanation.” European Sociological Review, 31(1), 91-102.
Klaassen, C. A. C. 1973. Nieuwe ontwikkelingen in de socialisatie-theorie. Mens en
Maatschappij, 48(3), 244-267.
Lehrer, E. L. 1995. “The effects of religion on the labor supply of married women.” Social
Science Research, 24(3), 281-301.
Merens, A. 2000. “Allochtone vrouwen op de arbeidsmarkt.” Tijdschrift voor
arbeidsvraagstukken, 16(3), 278-291.
Piracha, M., Tani, M., & Vaira‐Lucero, M. 2016. “Social capital and immigrants' labour market performance.” Papers in Regional Science, 95(S1).
Preacher, K. J., & Hayes, A. F. 2004. “SPSS and SAS procedures for estimating indirect effects in simple mediation models”. Behavior research methods, instruments, &
computers, 36(4), 717-731.
Preacher,K.J. Calculation for the Sobel test (geraadpleegd via: http://quantpsy.org/sobel/sobel.htm)
Read, J. N. G. 2003. “The sources of gender role attitudes among Christian and Muslim Arab-American women.” Sociology of Religion, 64(2), 207-222.
Read, J.N.G. 2004. “Family, religion, and work among Arab American women.” Journal of
Marriage and Family 66(4), 1042-1050.
Read, J. N. G., & Oselin, S. (2008). Gender and the education-employment paradox in ethnic and religious contexts: The case of Arab Americans. American Sociological Review, 73(2), 296-313.
The Guardian. 2009. The world in muslim populations, every country listed. (geraadpleegd via: https://www.theguardian.com/news/datablog/2009/oct/08/muslim-population-islam-religion)
Vluchtelingenwerk Nederland. 2016. Visie op arbeidsparticipatie (geraadpleegd via:
