Een economische analyse van echtscheiding in Nederland.

Een e

in

Ne

:c&omische analyse van echtscheidim

derlan

" Sabrina Pit en Jan Rouwendal*

In dit artikel wordt verslag gedaan van een poging de economische ana- lyse van echtscheiding toe te passen op Nederlands datamateriaal. De e c e nomische analyse van partnerkeus, huwelijk en echtscheiding is van recen-

te datum en voornamelijk ontwikkeld door de Amerikaanse econoom Bec-

ker, die onder meer voor dit werk recent de Nobelprijs ontving. De gege- vens die worden gebrnikt, zijn verrameld in het kader van het Onderzoek Relatievormen in Nederland (ORIN). Het onderzoek kan worden be- schouwd als een toets van het belang van economische variabelen en

als

een poging dat belang ook te meten. De gebnllkte statistische methode is het proportional hazard model van Cox. Het artikel bevat een korte uit- eenzetting van datgene wat in de theoretische economische literatuur is gezegd over de stabiliteit van huwelijken en de resnitaten van eerder em- pirisch werk dat op basis van deze economische theorie is vemcht. Op basis daarvan wordt het model gespecificeerd. De schatöngsresultaten vor- men ten dele een bevestiging van de theorie, ten dele zijn zij daarmee in tegenspraak. Economische variabelen Ijjen inderdaad substantiële invloed uit te oefenen op het echtscheiaingsrisico, maar de wijze waarop is ken- nelijk nog niet volkomen duidelijk.

Inleiding

Het is algemeen bekend dat het aantal echtscheidingen de laatste drie decennia sterk is toegenomen. Het aantal per jaar voorkomende echtscheidingen is opgelopen van 6.500 in 1950 tot 34.000 in 1985 en heeft zich sindsdien gestabiliseerd op een niveau rond 28.000 (zie tabel 1)'. Daarbij dient te worden bedacht dat het ongehuwd samen- wonen in dezelfde periode sterk aan belang heeft gewonnen en dat jaarlijks ook een groot aantal van dergelijke relaties wordt beëindigd. Op het verloop van dit aantal is veel minder zicht dan op dat van de huwelijksontbindiingen. Echtscheiding is voor vele betrokkenen (partners, kinderen, familie) een dramatische gebeurtenis. Het huis- houden wazrtoe iemand behoort vormt een belangrijk onderdeel van zijn of haar functioneren in de maatschappij. Splitsing daarvan is niet aileen een zaakyan q - ties, maar heeft evenzeer aanzienlijke sociale en economische cqnsequenticp, Dg geweaste woonruimte, de aanspraak die op pensioen kan worden gema;rkî&$ beroep dat op sociale zekerheidswetten wordt gedaan en het a r b e i d s a a n b o & ~ o q $ ~ ~ 4 ~ ~ ~ echtsclleiding beïnvloed. Omgekeerd mag men ook v p q c h t e e d @ &+*qt&iìp peiijke en fmanciële consequenties van uiteengaan door gehuwdep w@%->-

uitoefenen op het verschijmel echt

economische vari&beian,

deze variabelen van invloed zijn op

M

ech

Tabel 1 Aantallen echtschekikgen per jara im N e d q l d

1980 25.700 28.m

L.

bron Tas@989l, Ptins en Levering [1992].

WTC b$teed~wat*eConomen aantheorie hebben ontwildreld over het verschijnsei &t-

l

@

VhéId'mg. V&volgens worden de data en de gebnukte methode besproken, daarna _$2. h ë n ae'resultaten aan

de orde en ten slotte wordt het geheel geëvalueerd,

b*#

a ,s -*-i.

' t , > .:> $. L.

*==&C

% - " e *,

'z, *,a'

De e c o n o k h e

a d &

van huW./k en phtscbeim

_-

_pi.

l

,"

m r o m a n t i ~ h e visie op':hét'-huwelijk houdt in dat de gevoelens die de beide ptirt- c Ík%& 6lkaár.riebbén.h hogen>te, 'm niet geheel, op wederzijdse liefde eh.áffec-

- - I

~ & ~ & b ; ~ + d a t - & t e ~ e n t tbthet liuwelijk los staat van de* sociaai-econbini- k & k ~ ~ & $ n ~ i e @ t e l i ~ e i ì ì ~ h , ~ d e n . J k e kijk wdrdt Yrij ralgemeed

.

" 4 . "

..

..

M&

in Eet algemeen beoogt Het onderzoek een bijdrage te leveren aan het inzich? in het verschijnsel 'echtscheiding! Gezien het veelvuldig voorkomen van huwelijk%% ontbinding door het uiteengaan van partners en de grote maatschappelijke c o n s ~ . ~ & quenties die daaraan zijn verbonden, is de relevantie van dergelijk o n d m e k evi-

gen simplificaties van de werkelijkheid die beogen een belangrijk aspect daarvan n b m m l aan a dat zicht lijks- mse : evi- lacht echt- neen

aar voren te halen onder verwaarlozing van andere, die voor het doel van de des etseffende analyse minder relevant worden geacht. Vaak wordt daarbij gebruik emaakt van figuren of wiskundige vergelijkingen. Zo hebben Manser en Brown 9801 een gestileerd onderhandelingsmodel ontwikkeld dat kan dienen om huwelijks uiting en -ontbinding vanuit een economisch perspectief te bekijken5. Hun gedach- ngang kan worden uiteengezet aan de hand van figuur 1.

ïguur I Het onderhandelingsrnodel van Manser en Brown

I

nut van de vrouw

I

O ~m W

'

nut van de man

Op de assen van deze figuur is het nut weergegeven dat de beide huwelijkspartners ervaren. Voor de ongehuwde situatie is dat één waarde, aangegeven.als.V,,, en V, voor respectievelijk man en vrouw. Voor de gehuwde situatie iser een groot aantal mogelijkheden dat wordt begrensd door de gebogen lijn W. Die lijn geeft m.dat het mogelijk is dat een van beide partners een zeer hoog nut ervaart,'ferwijl &ader

een laag niveau van welbevinden realiseert, maar dat er anderzijds ook .situaties voorstelbaar zijn waarin beide partners een hoog nutsniveau~bereiken. Weke vim de vele mogelijkheden zich zal realiseren hangt af van onderhandehgen tussen de beide partners. De figuur geeft dus geen weer, maar alleen de mogelijkheden voor welbevinden die beide partners hebben binnen en buiten het huwelijk..Het nut

van de gehuwde toestand hangt samen met de.waar&ring die mán~ex~en:vr~~t.(o:~~

m

kennen aan het bij elkaar zijn, maar ook met de s c ~ v o ~ r d & n - d i e het

lijk voeren van een huishouding biedt en met de mbgelijkheid m~een~gePtIte'aticl$ ten. Het valt niet eenvoudig te voorspellen welk van de puntenmjhehetgebied'0WW!

zal worden gerealiseerd. Dat hangt af van de manier- waarobide echteliMzich fen y

..

opzichte

VA

elkaar gedragen.

EG

belangrijk

lijkheid hebben om zelfstandig verder door

dubbel gearmerde g te. Binnen âe spspdth

~nderhandelingspro,,~ morgesteld die op hun iteitswaaruY ..unmn wi

getoetst.

In de hiervoor gegeven uitwmtting wordt skdits aandacht k t e e d aan twee

b

3

viduen. In feite is er echter een groot aantal huwelijkskandidafen en worden d omvang en vorm van het gebied OWW' mede bepaald door de eigenschappen viu de partner. Het zoeken naar een huwelijkspartner wordt in de economische theorie hierover voornamelijk geïnterpreteerd als het zoeken naar

een

w voordelig asop lijke onderhandelingsruimte O W ' . Vanwege het gebrek aan informatie en de con currentie op de 'huwelijksmarkt' is dat een gecompliceerd prom waarvan de uit komst minder gunstig kan zijn dan was verwacht. Instabiliteit van huwelijke door Becker, Landes en Michael[19n] dan ook geanalyseerd

als

het gevolg tegenvallend resultaat van het zoeken naar een partner. Zij voorspellen dan huwelijken die tot stand kwamen na kortstondig zoeken of na het zoeken binnen een beperkte doelgroep vaker in een scheiding eindigen dan echtverbintenissen die gesloten werden na uitgebreid zoeken. Dat leidt hen onder meer tot de voorspelling dat zowel een relatief lage als een relatief hoge huwelijksleeftijd samengaan met een hogere echtscheidingskans, de eerste vanwege de beperkte zoekduur, de tweede van- wege de beperkte groep van huwelijkspartners. Voorhuwelijkse zwangerschap leidt vaak tot een voortijdige beëindiging van het zoekproces en dus tot een hogere echt- scheidingskans.

Becker, Landes en Michael [l971 menen dat de kans op echtscheiding ook samen- hangt met de omvang van de onderhandelingsruimte O W en met veranderingen die daarin plaatsvinden gedurende het huwelijk. De verwachte baten van het huwe lijk worden in hun visie positief beïnvloed door het inkomen van de man en nega- tief door arbeidsmarktparticipatie van de vrouw6. Onverwachte ontwikkelingen in de grootte van die onderhandelingsruimte, bijvoorbeeld werkloosheid van de man enhet daaraas verbonden lagere inkomen, leiden tot een hogere kans op echt- scheiding als zij deLonderhandelingsruimte verkleinen en tot een lagere kans als zij die vergroten. Het gezamenlijk bezit dat man en vrouw verwerven, kan worden be- schouwd als huwelijksspecifiek kapikml, dat

-

althans gedeeltelijk

-

verloren gaat bij ontbinding van het huwelijk. Hoe groter dat vermogen, hoe kleiner de kans op echt- scheiding. Kinderen zijn bij Becker hèt voorbeeld van huwelijksspecifiek kapitaal.

.Het voorgaande is hopelijk voldoende om de geïnteresseerde buitenstaander een idee

te8geven van de economische benadering van huwelijk en echtscheiding7. Het zal duidelijk zijn dat hetin deze benadering gaat om een gestileerde kijk op gedrag die uitgaat ;yi tathoneelhandelende actoren die streven naar een optimaal resultaat bionenzdwcpAen geldende beperkingen. Becker heeft daarbij de pretentie dat de ~ i 6 ~ h p ~ g g s u p e r i e u r is aan die van andere sociale wetenschappen:

2

%

raüod 'eh~iw

m m

pwvides the most proroislpg basis pwentiy available for a

,

de aanwezigheid van sociale vo deze literatuur echter veelal op

m& I een t dat men n die illing t een van- leidt ~ h t - nen- ngen uwe iega- :n in man :cht- Is zij i b e rt bij zht- taal. idee t zal

:

die taat rt de n: or a d a l

onomstreden. Sociologen houden zich al lang bezig met huwelijk, echtscheiding en alles wat daarmee samenhangt8. Zij zien de door Becker voorgestelde benadering niet zonder meer als algemener dan de reeds bestaande. Ook onder economen zijn er sceptici. Zo meent Blaug [l9801 dat Becker de neiging heeft wel eens door te slaan in zijn ijver om sociale verschijnselen te verklaren met behulp van economische theo- rie. Over het geheel genomen is ook hij echter niet negatief over het door Becker in gang gezette onderzoeksprogramma.

Datamateriaal en methode

Het door ons gebruikte datamateriaal is dat van het Onderzoek'Relatievorming

Jn

Nederland (ORIN). Dit onderzoek heeft betrekking op 1601 personen die in het jaar 1984 retrospectief zijn ondervraagd over veranderingen in burgerlijke staat, huishoudenssamenstelling, leefvorm en werksituatie. De nadruk lag daarbij op gebeurtenissen in de periode 1977-1983. Uitgebreidere informatie over dit materi- aal is te vinden in NIDI [1989]. Het datamateriaal vertoont veel overeenkomst met wat Becker, Landes en Michael [l977 gebruikten bij hun analyse van echtschei- dingskansen. Het biedt aldus goede mogelijkheden om de gegevens van de Ameri- kaanse situatie te vergelijken met die van de Nederlandse.

De ORIN-steekproef werd niet a-select getrokken uit de Nederlandse bevolking. Om ook over een redelijk groot aantal waarnemingen te kunnen beschikken van de minder frequent voorkomende relatievormen werd een gestratificeerde steekproef getrokken op basis van de leefvorm in 1984. Tabel 2 geeft een overzicht van de kan- sen die personen in uiteenlopende leefvormen hadden om gesdecîeerd te worden voor het onderzoek. Gehuwd samenwonenden zijn ondervertegenwoordigd, hoof- den van eenoudergezinnen oververtegenwoordigd. Aangezien de leefvorm in 1984 mede bepaald wordt door het al dan niet hebben meegemaakt van een ~htschei:

wonka ontWen.J3oo~.deze kans te,delen doorde lengte van het relevante tijds- intewal en de: IMet te nemen vooL'Dt-+O vinden we de intensiteit van het schei-

waarbij i3 een W o r van te d t t h(t)=PX.g(t)

vector van verklarende variabelen.

De

fuR6tk

portional hazard model en werd ontwikkeld door Cox [1972]. Dat m dimp- dat een bepaalde waarde van een v e r k l d e

vuldiging van de intensiteit van het scheidmgsrisico met

voor iedere waarde van de huwelijksduur t. Dat verklaart & naam van het model. Het proportionai b a r d model is een zeer populair instrument voor duuranalyse, vaomamelijk omdat het gemakkelijk toepasbaar is en redelijk flexibel: het is name lijkniet.noodzakelijk om de functie g(t) te specificeren om de v e t e r s B te kun- news~hatîen.

.

'-

.

.

Het schatten van een staîistisch~model op basis van gegevens uit een choice based d p r e leidt iri het algemeen tot vertekening van de c0"fiënten. Om dat te voor- is het noodzakelijk een m e c t i e uit te voeren. Naar analogie van wat Mans- 4&en:brman [l971 deden voor discrete keuzemodellen hebben wij met dat docl de wiii'ïnemingen gewogen met de inverse van de relatieve kans die zij hadden om in &fsteekproef terecht-@ komen. Hierbij merken .wij op dat het formele bewijs dat dikTei&4at zúivere schattingen

bij

Cox' proportional h a r d model door ons niet is g & v e d d n de Gterahw kook naywelijks aandacht besteed aan de problematiek

vei:kdeii+m;bet twhatten van duurmodellen op choice h e d samples.

Een

uit- & _

, , ~ZondeYingg'is Ridder [1987], die aantoonde dat de door Manski en Lerman voorge

$8- PO- ert ig-

3)

lel. 'Se, ne in- Eed or- ns- de i in iat t is iek lit- g e SO- erd d, uur die iet tin- W,! ler- m

algemene kenmerken van de ondemraag- betreft het geboortejaar. De geaccepteer- a *.. -4, -9

5 ., .?y- -

; ,+'$ \

n tnet ktrekkjing tot huwelijk en echtscheiding zin in de afge m l , q . anderd en men mag verwachten dat onder ouderen de tra-

.

.

qw+%tttngen staker leven

dan

onder jongeren, wat tot uiting zou kunnen

komeri

ia

sen lager echtsch&dingstlsico. Een tweede variabele heeft betrekking op

het

J

dan niet gelovig zijn van de respondent. Zowel onder rooms-katholieken als

<JAP pmtestanten werd het huwelijk vanouds als een verbintenis voor het hele leven

bchouwd5. Men kan daarom verwachten dat de aanwezigheid van een geloofs- overtuiging samengaat met een lager echtscheidingsrisico'0.

Een derde algemene variabele betreft de opleiding van de respondent. Daarvoor is een inkling in klassen gebruikt. Per Masse zijn dummies ingevoerd. Tevens is eed dummy gebruikt die aangeeft dat de hoogst genoten opleiding niet is voltooid. Er bestaan geen duidelijke verwachtingen over het teken van de te schatten coëficiëna ten voor deze dummies. Becker, Landes en Michael [l971 leggen verband met de omvang van de in het huwelijk ingebrachte hulpbronnen in de vorm van humai capital, maar vinden zelf nauwelijks significante invloed van hun variabele-die aantal jaren scholing van de ondervraagde persoon weergeeft.

Naast deze algemene kenmerken is er een aantal dat informatie geeft over ketlzoe proces dat aan het huwelijk vooraf ging. De eerste daarvan betreft het hebben gewoond voor het huwelijk. Huwelijkspartners die voordien hebben sad&gZiy'o hebben meer informatie over elkaar verzameld, wat zou moeten leid@ tot eeh

bieler huwelijk.

We hebben hiemoor gezien dat de huwelijksleeftijd die tot de meëst-stabieb verbintenissen leidt niet op zeer jonge en evenmin op relatieEhogel&ftijd'ñxoet

nomen. We verwachten in ciënt voor de kwadratische

beroepsstatus als verklarende variabele opgenmen. De achterliggende -te is dat een hogere beroepsstatus in het algemeen zal samengrdn met cm hoger inko- men. In de literatuur wordt aan inkomen, en aan verwachtingen over dat inkomen, een belangrijke rol toegekend. Een hoger inkomen betekcnt meer potentiële baten van het huwelijk, wat tot een lagere echtscheidingskans zou kunnen leiden. Ander- zijds is het inkomen aan een van beide partners verbonden en geeft het daarmee aanleiding tot een hoger dreigpunt en daarmee tot een hogere echtscheidingskans. Er ziin daarom geen eenduidige verwachtingen met betrekkmg tot het teken van

deze coëfficiënt ie formuleren.-f eg en vallende inkomens zouden moeten leiden tot '-li een hoger echtscheidingsrisico. Werkloosheid van & man gedurende

het huwelijk duidt op een dergelijke tegenvaller. We verwachten dan o tieve coëfficiënt voor de dummy die hiervoor werd opgenomen.

De rol van het inkomen wordt nog gecompliceerder doordat de hoogte ervan samen hangt met het aantal uren betaalde arbeid. Met name voor vrouwen zou, volgen Becker, hogere arbeidsparticipatie leiden tot een vermindering van de baten van huwelijk en daarmee tot een grotere echtscheidingskans.

Men kan zich voorstellen Qat het effect van arbeidsmarktparticipatie van de vrouw op de echt~cheidingskans~mede afhangt van de hoogte van de opleiding. Daarom is ook het produkt van de opleiding en het aantal uren per week dat de vrouw werkt

in de regressie opgenomen11.

R&tenn

I

De schattingsre$ultaten zijn weergegeven in tabel 3. De daarin vermelde coëfficiën- ten vohnen de vector

9

in vergelijking (2).

Een recenter geboortejaar lijkt inderdaad tot een hogere echtscheidingskans te lei- den,

y

het effect is alleen voor deimannen significant. De dummy die betrekking hèeft s p religie= overtuiging heeft geeq significante coëfficiEnten. Mogelijk hangt

dit s a ~ ~ ~ e n ~tdehbetrekkeliike _{- -} grofheid van deze variabele. Voor de opleidiing vin-

4.7 a e n , k wYzaantal si@cq& coëfficiënten, maar die vertonen geen duidelijk

pa@~oq.ketjs kennelijk in,het algemeen niet m dat,een hogere opleidiing, via gro- --,

_ > - _

.

.

&+

&b vh-het huwelijk; tot een lagere e~htscheidin~skans leidt. Als de respon-

-.

_{5 .}

'%t

&!pas@.oE@jding &e werd ge"o1gd giet heeft afgemaakt, heeft hij of zij een

m .

.

sign@@4bgec risipxvai ecbtschqding. Ditjs een effect dat in de litergtuur, voor mfleri-hoger-whwheidingsrisico; bij n?ar?pen_J.ikt weLe~n.~lager risico op

3- :as het UW i is rkt &E lei-

uis

%t in- lijk ro- P s n IOII g'=- de ren twee of meer drie of meer bcroepsstatus hoog middelhoog middellaag laag geen berocp werkloos geweest aantal uren werk

opleiding*aantal uren universiteit hbo mbo - - -2 . lbo 0,031 0,000 10 -0,044 0,097 " I - .

De pwaarde geeft de kans aan dat de werkelijke cqefficih~ gelijk .ii ;tan yd

De gebruikeljlke grenswaarde is 0.05. _.

_.

. " , ^ 2 , L

m

Voor vrouwen wordt de verwachte dalparabool gevonden met een miiiimmn dat wat hoger ligt dan de gemiddelde huwelijksleeftijd in de Leekproef.'Voor mannen wordt echter een bergparabool gevonden en lijkt een huwelijksleeftijd die ietwbbven het gemiddelde ligt een maximale kans op echtscheiding te geven.

+CL ++y%

king tot de variabelen die de invloed van het zoekproces weergeyen+@jndyg~g~

_{_ _}

eenduidige resultaten bereikt: Voor vrouwen hdftsamenwonm eemefiect d a t ' t e g ~ ~ ,$f;--

gesteld is aan het door de theorie voorspelde, bij m e n zijh de resultatm.y?oii:d~

--

-

huwelijksleeftijd in strijd met de verwachtingen daafomtr&t. ,

-

' -&t

LR&

Abstract

This article focuses on the economical analysis of divorce of Dutch men en women. The used data have been derived from the Relationships Survey in the Netherlands (ORIN). This article tries to give an answer to the question if deter- minant~ are relevant to divorce rates. Cox's proportional hazard model is used as statistica1 method to estimate divorce rat& This article wntains a summary of the theoretical economic literature, wnceniing the stability of marriage and of the results of empirical research based on the economic literature. A model, based on this literature and empirica1 research, has been specified to estimate the divor- ce rates. The empirica1 results are partly an afikmation of the theory and partly in wntradiction with it. Economic detemiinants seem to influence the divorce rate, however it's not wmpletely clear in what way the determinants influence the divorce rates.

uitoefenen van een beroep, en het genieten van het daaraan verbonden inkomen, op zich tot een lager echtscheidingsrisiw leidt. Werkloosheid van de man heeft, overeenkomstig de verwachting die hierover in de literatuur is geuit, een destabii- serend effect op het huwelijk. Voor wat betreft de arbeidsmarktparticipatie van de vrouw hebben we zojuist gezien dat het hebben van een baan een vermindering van

het echtscheidiigsrisiw m&,zich mee lijkt te brengen. Naarmate de vrouw een gro- ter aantal Uien werkt wordt dit effect echter kleiner. Dat is het geval voor alle oplei- dingsniveaa met uitzondering van dat van lager onderwijs.

l

Bvdgtie

hilio&em?bevestigen de gevonden resultaten de verwachtingen die daarover op $iond.van~ de &onomische literatuur bestonden? Voor de variabelen die de invloed

$ i îE€'%I@rdces weergeveh, 'werden de voorspellingen van de theorie gedeelte hjr?-~&dgd;@&ltelijk-ook tegengesproken. Met name het effect van de huwe ~ ~ ~ l & f t r j & b ~ & ~ & t s c h e i d i n ~ s ~ s van deman lijkt in dit verband problematisch,

%ûP

het

'áf.rhde:iesul~f met betiekkhg tot samenwonen dat voor vrouwen

5. , ~*@bmiéa?~öes&keetiac~e~tai~lele verklaring Voor wat betreft de invloed van &&&hfi.'oip de eehtseIfeidiggskans *ordt de ttoorspelliig van de thedtie bevestigd. E=-', -

CL*

.

_&$y#6d&*rna

_{$a&;arbeidsmarktparficipatie yan de vrouw kunnen niet als}

--j

.+, '%&%&&W$bb&@~~ ji.m& the0i;ie'worden Geschouwd, maat zijn binnen 5 2 :

.

*,

alleen, of hoofdzakelijk, die van de ene geïnterviewde partner, zoals bij de ORIN- data het geval is. Op die manier kan meer licht worden geworpen op de factoren die bepalend zijn voor de kwaliteit van de relatie tussen de huwelijkspartners en & a m e op Ge. kans tot echtscheiding.

J&rmu@sr

B e c k , GII, A IreLue M, thefi&uly Cmbndge (Ma, 1981, Nabel k t u r e The Economic Way ofoflaokmg af

8&vw 1 4of Political Economy. 101,38549, 1993, E M Landes en R 3 Micbael. An economrc nilalysu

ofniarital msrsubrl~fy Joumal of Politicai Economy, 85, 1141-1187, 1977 &&n, A van, Llefde rr liefde. ?rauwe# een ittvesfenng Elsevier, Z4 apni 1993 Blaug, M , nie Methodology ofEconomics Cambndge, 1980

Bumpass, L L en J Sweet, Dfferenfrals m marital insfabilify Amencan Sonolo@cal Review, 37, 754766, 1972 Cambal, M E , An econonzic approach to marifal dumlufron m Puerto Rico J o d of Mamage and the F d y , 52,515-513. 1990

Cherlui, A . Work l f i and marifal dusolufron i a G Lewiger en O C Moles (eds ) Divorce and Separation

text. Causes, Consequences, New York, 1979

Douma, W H , Hel g e m lussen verieah en toekomst Wagemngeo, 1975

Easterlin. R A , Bmh andforrune fhe mpact ofnumbers onpersonal welfae New York, 1980

Greenstein. T N , Marrfal dt.wption and the employmenf of marrred women Joumal of warnage and the F d y , 52,657-676, 1980

Hagenaars, A J M en S R Wundennk-van Veen, Soo gewonne, soo verteert Leiden, 1990

Kigzing, E .'Weedmg' m fhe Nefherlandr Arsl-Un~n Drrnqfion m o n g Men and Women Born Befween 1928 and 1%5 European Sociological Rewew, 8,53-70, 1992

Letman, S R en C F Mansh, The esrunafion o/choiceprobabd~~iesfrom chaice basedsmnples Econometnca, 45,

l977

Manscr. M. en M. Brown. Marriage and Household Decision Making A Bargainmg Analysi! JutemationalEco- nomc Review, 21,314, 1980.

Manting, D,, The break-up ofuniom. fhe rok of cohabrfation PDOD paper 11, Amsterdam, 1992; W e k vrouwen

maken een echfscheiding mee? Maandstatishek van de bevolking, 93.18-29, 1993

NIDI [1989], Relafievormen m Neaèrlad resulfafen van een survey-onderzoek Den Haag, 1989.

Prins, C.J.M. en J. Levenng, Huwelijksslu~turg en huwelijkanfblndng en sferffe 1976-19911: een ovek IevmgsrBfelbenndpring. Maandstatistiek van de Bevolking, 3,1724, 1992

Ridder. G,. S f e cycleprrfterm m fábor morket experwnce. Amsterdam, 1987.

Ros. H.L. en I V. SawhiU, Time of Transition. ï ñ e Growfh of Fmilies Headed by Women Washuigton, 1979: --

Spilz. G. en S.J. South, Defermi~nts ofdivorce over fk marifa/I&fë course. American Swiolopicai Rnim,51,581; SSû, 1986.

Tas, R.F.J., Echtscheiding in Nederland, 1950-1987. Maandstatistiek van de Eevnlhng, 6, 17-29, l d 9 . L"'C BBL;*

Vierkandt, A., GeselIschaffsIehre. St~tlgaR, 1928.

White, L.K. Deferminanfs ofDivorce. A Revww ofResearch m fhe Erghlh. Joumal of~arhgesnd

.

."....

I Dac stijging hangt samen met de in 1971 veranderde wetgenag op &<k%& Die ~ ~ d C ; m g ~ & & & Ì &

als oorzaak van de toename van het aantal cchtscheidmm wordenaanarnakt _. maar m& dfdkudorasL -2'

L ..'-.>"n-""-T - '

kschouwd al een gevolg van verandere opvattingen OW htweliFcn ge& (p*2

2. Zie biivoorbeeld Van B e r m (1993) voor oen licht v e r t e r r b a r r & r h j i ~ - ~ ~ & & ~ &

3 p at v;d m dit verband x&n dat op hasis van gegevens die ruet Sp&aal vooi dit

6

- zijzij

_j

4

parameters worden g e d a t van cm model dat op basis van de eu>oonusche theonc omtrmt dischading w - t _{-, ,}