Kunnen landen posttraumatische groei ervaren na een
terroristische aanslag?
De invloed van terreuraanslagen op politiek en institutioneel vertrouwen in Europese landen.
L.A.M. (Loes) Klaver Universiteit van Amsterdam
Studentnummer: 10186778
Masterscriptie Sociale psychologie
Scriptie begeleider UvA: Dhr. prof. dr. E.J. (Bertjan) Doosje Inleverdatum: 29 maart 2015
Aantal woorden: 11989 Aantal woorden abstract: 128
Inhoudsopgave Blz.: Abstract 4 Inleiding 5 Terrorisme 5 Vertrouwen 7 Exploraties 9 Verwachtingen 10 Methode 10 Deelnemers 10 Materialen 12
Global Terrorism database (GTD) 12
European Social Survey (ESS) 12
Procedure 14
Analyse en hypothesetoetsing 16
Resultaten 18
Betrouwbaarheidsanalyses 19
Analyse van de mate van het overall politiek en institutioneel
vertrouwen voor en na een terreuraanslag 19
Analyse van de mate van politiek vertrouwen per land voor en na
een terreuraanslag 21
Analyse van de mate van institutioneel vertrouwen per land voor en
na een terreuraanslag 25
Analyse van de exploraties 30
Conclusies en discussie 40
Literatuurlijst 47
Bijlagen 51
Bijlage A Informatie over terreuraanslagen in de deelnemende
Europese landen 52
Bijlage B Tijd van ESS-afnames per deelnemend land 54
Bijlage C Globale weergave van verloop politiek en institutioneel
vertrouwen over drie ESS-meetmomenten 55
Bijlage D Gemiddeld sociaal vertrouwen (M) per land ten tijden
van de metingen 56
Bijlage E Verschil in sociaal vertrouwen tussen de metingen per land 58
Bijlage F Gemiddeld perceptie toestaan immigratie (M) per land ten
tijden van de metingen 60
Bijlage G Verschil in perceptie toestaan immigratie tussen de
metingen per land 62
Bijlage H Gemiddeld perceptie invloed immigratie (M) per land ten
tijden van de metingen 64
Bijlage I Verschil in perceptie invloed immigratie tussen de metingen
per land 66
Bijlage J Globale weergave van verloop sociaal vertrouwen, perceptie toestaan immigratie en perceptie invloed immigratie over
Abstract
In het huidige onderzoek wordt onderzocht of landen na terreuraanslagen posttraumatische groei kunnen ervaren. Specifiek wordt onderzocht of terreuraanslagen politiek en institutioneel vertrouwen beïnvloeden. In de steekproef worden dertien Europese landen opgenomen die een terreuraanslag hebben meegemaakt. Voor deze landen worden de scores op politiek en institutioneel vertrouwen van drie verschillende European Social
Surveys met elkaar vergeleken. Het bleek dat politiek vertrouwen over het algemeen stabiel
blijft. Het institutioneel vertrouwen neemt direct na een terreuraanslag iets af, maar neemt daarna weer toe. Sommige landen ervaren een kleine toename direct na of later na de terreuraanslag, wat lijkt op posttraumatische groei. Deze toename is echter klein. Er wordt dan ook geconcludeerd dat landen geen posttraumatische groei ervaren na terreuraanslagen en terreuraanslagen het politiek en institutioneel vertrouwen niet sterk beïnvloeden.
KEY WORDS: terreuraanslagen; trauma; posttraumatische groei; politiek vertrouwen; institutioneel vertrouwen
Inleiding
McMillen, Smith en Fisher (1997) interviewden personen die een ramp als tornado, massamoord of vliegtuigcrash meegemaakt hadden direct na deze ramp en drie jaar later. Drie jaar na de ramp bleek dat personen die direct na de ramp stelden dat zij geleerd hadden van hun ervaring en er beter uit waren gekomen, minder mentale klachten hadden dan personen die dat niet stelden. Dit wordt posttraumatische groei genoemd (Calhoun & Tedeschi, 2006). Het is het gevoel dat het meemaken van een traumatische gebeurtenis positieve veranderingen teweeg kan brengen (Taku, 2011). In het huidige onderzoek wordt gefocust op een
terreuraanslag als traumatische ervaring. Hierbij staat de algemene vraag centraal of landen posttraumatische groei kunnen ervaren na een terreuraanslag.
Terrorisme
Het huidige onderzoek focust zich op terreur, omdat dit grote gevolgen kan hebben voor de bevolking van een land en de dreiging ervan de afgelopen jaren is toegenomen (GPI Expert Panel, 2015). Eén van de redenen hiervoor is de komst van de Islamitische Staat (IS). IS wil een groot Islamitisch kalifaat en heeft vanuit Syrië en Irak al vele Europese aanhangers geworven (AIVD, 2015). Deze zogenoemde “Syriëgangers” worden door IS opgeroepen tot terrorisme in Europese landen. Terrorisme is het “uit ideologische motieven dreigen met, voorbereiden of plegen van op mensen gericht ernstig geweld, dan wel daden gericht op het aanrichten van maatschappij-ontwrichtende zaakschade, met als doel maatschappelijke veranderingen te bewerkstelligen, de bevolking ernstige vrees aan te jagen of politieke besluitvorming te beïnvloeden” (Rijksoverheid, 2011). Het doel van Europese landen is dat deze doelen niet bereikt worden en dat vrijheid, veiligheid en mensenrechten behouden blijven (Rijksoverheid, 2011). Om te bepalen of dit doel behaald wordt, is het van belang om de effecten te achterhalen van terreuraanslagen op burgers en daarmee het land als geheel. Als
een land juist sterker wordt na een terreuraanslag en dus posttraumatische groei kan ervaren, zal dit in verschillende factoren terug te zien moeten zijn.
Op individueel niveau wordt posttraumatische groei in mentale gezondheid vaak waargenomen. Ook na terreuraanslagen kan dit voorkomen. Studies hiernaar kijken vooral naar de mentale gezondheid van een land op zich. Het gaat terroristen immers niet per se om de slachtoffers die zij maken, maar om de groep die zij ermee raken. Zo stond de
terreuraanslag op het World Trade Center in New York in 2001, ook wel 9/11 genoemd, symbool als een aanslag op heel Amerika (De Volkskrant, 2011). In de eerste instantie tonen studies naar de mentale gezondheid na terreuraanslagen eerder een toename in
angstsymptomen aan dan posttraumatische groei (Rubin, Brewin, Greenberg, Simpson & Wessely, 2005; Schuster et al., 2001). Dit effect lijkt zich echter te kunnen herstellen na enkele maanden, waarbij de mentale gezondheid zelfs nog beter kan worden dan voor een terreuraanslag. Dit laatste duidt op een latere posttraumatische groei. Vooral een positieve instelling na aanslagen kan hierbij helpen (Fredrickson, Tugade, Waugh & Larkin, 2003; Galea et al., 2002; Hobfoll et al., 2007). Hoewel vaak aangetoond wordt dat terreuraanslagen de mentale gezondheid in de eerste instantie negatief beïnvloeden, kan het zijn dat
terreuraanslagen andere factoren wel direct positief beïnvloeden. Zo bleek dat er in
vergelijking met voor de terreuraanslagen, 39% meer Noren er na een maand en 10 maanden na de terreuraanslagen in Noorwegen in 2011 redelijk zeker van was dat de autoriteiten nieuwe terreuraanslagen konden voorkomen (Wollebœk, Enjolras, Steen-Johnsen & Ødegård, 2012). Ondanks dat mensen angstig kunnen worden na het meemaken van een terreuraanslag, hoeft dit niet te betekenen dat zij daarbij bang zijn voor herhaling van de gebeurtenis. Voor landen is het hierbij belangrijk dat de bevolking het vertrouwen in bijvoorbeeld
overheidsinstituties niet verliezen. Een wantrouwen in de overheid kan namelijk leiden tot meer terrorisme (Wheeler, 2009). Daarom wordt er in het huidige onderzoek verder ingegaan
op vertrouwen als factor van posttraumatische groei. Er wordt onderzocht of terreuraanslagen invloed hebben op politiek en institutioneel vertrouwen.
Vertrouwen
Het vertrouwen in politieke partijen en leiders en het parlement wordt ook wel politiek vertrouwen genoemd (Sociaal en Cultureel Planbureau, 2013). Zullen terreuraanslagen
invloed hebben op dit vertrouwen? Terreuraanslagen kunnen in elk geval wel effect hebben op de populariteit van politiek leiders. Vaak stijgt de populariteit van politiek leiders en de regering als zij betrokkenheid en daadkracht tonen direct na een terreuraanslag (Hotse Smit, 2015). Zij zullen dit echter niet puur doen om populariteit te werven, maar vooral om de eenheid in een land te bewaren en chaos te voorkomen (Hotse Smit, 2015). Zo zei de Noorse premier Stoltenberg na de aanslagen dat Noorwegen zich niet laat intimideren en geweld met een toename in openheid en democratie zal beantwoorden (NOS, 2014). De Britse premier Cameron zei na de terreuraanslag in 2013 in Londen, dat Groot-Brittannië niet zal buigen voor terreur (AD, 2013). Een sterk optreden van de politiek leider direct na terreuraanslagen kan er wellicht voor zorgen dat het vertrouwen dat men in politiek heeft, toeneemt. Mensen hechten immers veel waarde aan een sterk optredende leider wanneer een ramp zich voordoet (Van Grieken, 2014, aangehaald in Bhikhie, 2014). Als het vertrouwen in politiek leiders toeneemt, breidt dit vertrouwen zich mogelijk uit naar de gehele politiek. Zo uiten mensen tijdens verkiezingen via stemmen hun vertrouwen in de politieke partij waarvan zij denken dat die het beste met hen voorheeft (Burgerforum kiesstelsel, 2006).
Behalve politiek vertrouwen is er ook institutioneel vertrouwen, ofwel het vertrouwen in instituties als de overheid en politie (Sociaal en Cultureel Planbureau, 2013). Hoe verandert dit na een terreuraanslag? Na een terreuraanslag zijn er verschillende uitingen van de
reageert de bevolking namelijk vaak zelf ook actief op aanslagen. Na de aanslag in Frankrijk op Charlie Hebdo in 2015 waren er in de hele wereld protesten tegen terrorisme (De
Volkskrant, 2015). Amerikanen lieten na 9/11 massaal hun identiteit blijken om hun
medeleven met de slachtoffers te tonen (Schuster et al., 2001). Een voorbeeld hiervan is dat de Amerikaanse vlag de winkels uitvloog (Denee, 2014). Het duidt erop dat mensen na een terreuraanslag willen laten zien dat zij zich niet laten intimideren door terrorisme. Daarnaast kunnen mensen het gevoel krijgen dat hen onrecht is aangedaan, waardoor wraakgevoelens kunnen ontstaan (Van Stokkom, 2012). Dit is waar de toenmalige Amerikaanse president Bush na 9/11 misbruik van maakte. Ook hij won als sterk optredende leider aan populariteit en speelde in op de wraakgevoelens van de Amerikanen (Van Baaijen, 2012). Hij stelde voor om een war of terror te beginnen zodat Amerika de terroristen kon terugpakken (Klarevas, Gelpi & Reifler, 2006). Dit zorgde voor een massale steunbetuiging van Amerikanen voor niet alleen de president, maar ook voor de overheidsinstanties die hij steunde, zoals het leger (Klarevas, Gelpi & Reifler, 2006; Van Baaijen, 2012). De kans is immers groot dat niet alleen het vertrouwen in de politiek toeneemt. Indien politiek vertrouwen toeneemt en de politiek of een politiek leider vertrouwen uit in instituties, zal de bevolking waarschijnlijk ook meer vertrouwen uiten in instituties. De bevolking vertrouwt dan immers de politiek. In Noorwegen bleken de terreuraanslagen in ieder geval voor een enorme steun voor instituties te zorgen. Wollebœk, Enjolras, Steen-Johnsen en Ødegård (2012) toonden aan dat er tot minimaal 10 maanden na de aanslagen in 2011 een toename was in het vertrouwen in de politie en het rechtssysteem.
Aan de hand van het hiervoor gaande zijn er twee hypothesen opgesteld voor
posttraumatische groei in vertrouwen na terreuraanslagen. Hypothese 1 stelt dat er direct na een terreuraanslag posttraumatische groei te zien is. Hypothese 1a stelt hierbij dat het politiek vertrouwen direct na de aanslagen hoger is dan ervoor. Hypothese 1b stelt daarnaast dat het
institutioneel vertrouwen direct na de aanslagen ook hoger is dan ervoor. Uit het eerder genoemde onderzoek van McMillen, Smith en Fisher (1997) bleek er dat direct na de
traumatische ervaring al mensen waren die aangaven dat ze ervan geleerd hadden. Indien een land posttraumatische groei kan ervaren, zal dit direct na een terreuraanslag al te zien kunnen zijn. Aangezien traumatische ervaringen niet snel vergeten worden (Kleber, 2000), zal de posttraumatische groei ook vele maanden na de aanslag te zien moeten zijn. Hypothese 2 stelt dan ook dat de posttraumatische groei die direct na terreuraanslagen te zien zal zijn, stabiel blijft tot minimaal een jaar later. Hierbij stelt Hypothese 2a dat de toename in politiek vertrouwen die direct na terreuraanslagen te zien zal zijn, stabiel blijft. Daarbij stelt Hypothese 2b dat de toename in institutioneel vertrouwen die direct na terreuraanslagen te zien zal zijn, ook stabiel blijft.
Exploraties
Er zijn verschillende factoren die niet per se gelinkt zijn aan posttraumatische groei, maar die wel interessant kunnen zijn voor het huidige onderzoek hiernaar. Naar enkele van deze factoren wordt in deze studie exploratief gekeken. Ten eerste wordt er gekeken naar de invloed van terreuraanslagen op sociaal vertrouwen. Dit is het onderlinge vertrouwen dat men in elkaar heeft (Sociaal en Cultureel Planbureau, 2013). Sociaal vertrouwen kan zorgen voor sociale cohesie binnen en tussen bevolkingsgroepen (Te Riele en Roest, 2009, aangehaald in Arends & Schmeets, 2015). Hierdoor wordt de kans op tegenstrijdige normen en waarden kleiner, wat een verklaring is voor de samenhang tussen sociaal vertrouwen en politiek en institutioneel vertrouwen (Arends & Schmeets, 2015). De kans dat er veel mensen zijn die het oneens zijn met de politiek zal dan tenslotte afnemen.
Tot slot zal er ook exploratief worden gekeken naar de invloed van terreuraanslagen op de perceptie op het toestaan van immigratie in het land en op de perceptie op hoe
terreuraanslagen, ook angst voor het onbekende bevat en daarmee voor vreemdelingen. De bevolking van een land zien terroristen waarschijnlijk ook als vreemdelingen, waardoor de bevolking elke vreemdeling als dreiging zou kunnen gaan zien voor een nieuwe
terreuraanslag.
Verwachtingen
Om de hypothesen te toetsen worden er in het huidige onderzoek drie tijdsmomenten rondom een terreuraanslag met elkaar vergeleken. Allereerst is dit de voormeting, die
maximaal twee jaar voor een terreuraanslag is afgenomen. Daarnaast is er nameting 1, die zo snel mogelijk tot een jaar na de terreuraanslag is afgenomen. Ten slotte is er nameting 2, die later dan een jaar na de nameting 1 is afgenomen en dus minimaal een jaar later na de terreuraanslag. Ten aanzien van de eerder gestelde hypotheses over posttraumatische groei wordt verwacht dat landen op nameting 1 en 2 hoger scoren op politiek en institutioneel vertrouwen dan op de voormeting en dat de scores op nameting 1 en 2 gelijk zijn.
Methode
Voor het huidige onderzoek geldt een independent measures design met het
meetmoment (voor en twee keer na terreuraanslag) en het land als onafhankelijke variabelen en de posttraumatische groei, ofwel de mate van politiek en institutioneel vertrouwen, als afhankelijke variabele.
Deelnemers
In totaal worden er 13 landen opgenomen in de dataset. Dit zijn alle Europese landen die in de periode 2002-2014 tenminste één terreuraanslag hebben meegemaakt en vanaf twee jaar voor de voormeting tot en met nameting 2 geen andere terreuraanslag(en) kennen. In het huidige onderzoek zijn Europese landen die in de afgelopen jaren veel aanslagen hebben
meegemaakt en landen waarvan niet alle benodigde data beschikbaar is, vrijwel niet opgenomen in de dataset. De landen die opgenomen worden zijn: België, Denemarken, Duitsland, Finland, Groot-Brittannië, Hongarije, Ierland, Nederland, Noorwegen, Spanje, Tsjechië, Zweden en Zwitserland. Voor al deze landen is er in de ESS gebruik gemaakt van representatieve steekproeven. In totaal zijn er 76275 individuen onderzocht met een
gemiddelde leeftijd van 47.83 (SD = 18.35). Het leeftijdsbereik is 109: De jongste deelnemer was 14, de oudste 123 jaar. Helaas was de leeftijd van 490 deelnemers onbekend. In Tabel 1 zijn de gegevens over leeftijd per land weergegeven.
Tabel 1. Gemiddelde leeftijd (M) per land inclusief aantal deelnemers (N), bereik (Range) en
minimum (Min) en maximum (Max).
Land N Range Min Max M SD
België 5388 81 14 95 45.37 18.42 Denemarken 4691 81 15 96 49.10 18.03 Duitsland 8621 82 15 97 48.17 18.01 Finland 5969 82 15 97 48.38 19.00 Groot-Brittannië 6602 108 15 123 48.90 18.84 Hongarije 5078 78 15 93 48.47 18.44 Ierland 5708 86 15 101 47.36 17.97 Nederland 6132 80 15 95 48.74 17.40 Noorwegen 4720 84 15 99 46.04 18.17 Spanje 5233 88 14 102 46.53 19.01 Tsjechië 7347 81 14 95 47.52 17.66 Zweden 5172 81 15 96 47.97 19.17 Zwitserland 5124 81 15 96 48.82 18.36 Missing 490 - - - - - Totaal 76275 109 14 123 47.83 18.35
Materialen
Global Terrorism Database (GTD)
De Global Terrorism Database (GTD, 2014) bevat alle internationale en binnenlandse terroristische incidenten van 1970 tot 2013. Per incident wordt, indien mogelijk, bijgehouden: datum, locatie, gebruikte wapens, doelgroep, aantal slachtoffers en de identiteit van de dader. Op de site van de GTD is verdere informatie te vinden (GTD, 2014).
European Social Survey (ESS)
De European Social Survey (ESS, z.d.) is een academisch cross-nationale vragenlijst die vanaf 2002 om de twee jaar wordt afgenomen in Europese landen. Door attitudes,
overtuigingen en gedrag te meten, wordt getracht om veranderingen in de sociale condities in Europa in kaart te brengen. Er wordt met minimaal 1500 random gekozen inwoners per land een uur durend interview gehouden. Het neemt enkele maanden in beslag om alle deelnemers te interviewen. Hierbij worden vele variabelen gemeten. Het ESS consortium (ESS-ERIC, z.d.) streeft hierbij naar een goede validiteit en betrouwbaarheid van alle variabelen. Veel items zijn opgenomen uit andere vragenlijsten en zijn daardoor al betrouwbaar en valide verklaard. Zo had de eerste ESS voor alle sub onderwerpen een gemiddelde
betrouwbaarheidscoëfficiënt van .86 en een gemiddelde validiteitscoëfficiënt van .97 (Saris & Gallhover, 2003).
Voor het huidige onderzoek wordt gekeken naar de variabelen institutioneel, politiek en sociaal vertrouwen en perceptie op toestaan en invloed immigratie. Deze variabelen worden gemeten door middel van interviews. Individuen worden gevraagd om hardop antwoord te geven op de vragen die op kaartjes staan. Per variabele worden enkele items gemeten. Omdat niet alle items van de ESS worden opgenomen, zullen alle items worden vermeld die het huidige onderzoek wel opgenomen worden.
Voor deze variabele worden de volgende drie items opgenomen: “how much do you
personally trust the parliament [politicians] [political parties]”. Hierbij loopt de score van 0
(‘do not trust it at all’) tot 10 (‘complete trust’).
Institutioneel vertrouwen
Voor deze variabele worden de volgende twee items opgenomen: “how much do you
personally trust the legal system [police]?”. Hierbij loopt de score van 0 (‘do not trust it at all’) tot 10 (‘complete trust’).
Sociaal vertrouwen
Voor deze variabele worden drie items opgenomen. De eerste is: “Most people can be trusted
or you can't be too careful”. De score loopt hierbij van 0 (‘you can’t be too careful’) tot 10
(‘most people can be trusted’). De andere twee zijn: “Most people try to take advantage of
you, or try to be fair”, waarbij de score loopt van 0 (‘most people try to take advantage of me’) tot 10 (‘most people try to be fair’) en “Most of the time people helpful or mostly looking out for themselves”, waarbij de score ook loopt van 0 (‘people mostly look out for
themselves’) tot 10 (‘people mostly try to be helpful’). Perceptie toestaan immigratie
Voor deze variabele worden drie items opgenomen. Dit zijn: “Allow many/few immigrants of
same [different] race/ethnic group as majority”, waarbij de score loopt van 1 (‘allow many to come and live here’) tot 4 (’allow none’). Deze score geldt ook bij het item “Allow many/few immigrants from poorer countries outside Europe”.
Perceptie invloed immigratie
Voor deze variabele worden drie items opgenomen. Dit zijn: “Immigration bad or good for
country's economy”. Hierbij loopt de score van 0 (‘bad for the economy’) tot 10 (‘good for the economy’). Ook wordt opgenomen: “Country's cultural life undermined or enriched by immigrants”. De score hierbij loopt van 0 (‘cultural life undermined’) tot 10 (‘cultural life
enriched’). Ten slotte wordt opgenomen:“Immigrants make country worse or better place to live”. Hierbij loopt de score van 0 (‘worse place to live’) tot 10 (‘better place to live’).
Per variabele wordt een totaalscore opgesteld, waarbij de itemscores worden opgeteld en daarna gedeeld door het aantal items. Indien nodig worden contra-items omgescoord. De totaalscore van politiek, institutioneel en sociaal vertrouwen loopt van 0 (laag vertrouwen) tot 10 (hoog vertrouwen). De totaalscore van perceptie toestaan immigratie loopt van 1 (tegen) tot 4 (voor), die van perceptie invloed immigratie van 0 (negatief) tot 10 (positief).
Procedure
Allereerst wordt er uitgezocht welke Europese landen er opgenomen dienen te worden in de database. Hiervoor wordt gebruikt gemaakt van de GTD, die terreuraanslagen in Europa tot 2014 opgenomen heeft. Aangezien de ESS sinds 2002 afgenomen wordt en variabelen in combinatie met terreuraanslagen pas vanaf dan kunnen worden gemeten, wordt alleen gekeken naar de tijdsperiode van 2002 tot 2014. Via de GTD wordt geselecteerd op alle Europese landen die één of meerdere terreuraanslagen hebben gehad en verder in de geselecteerde tijdsperiode vrijwel geen andere terreuraanslag kennen. Er moet worden voldaan aan alle terrorismecriteria van de GTD. Dit zijn: de aanslag heeft een politiek, economisch, religieus of sociaal doel; er is bewijs dat het de intentie was om te dwingen, intimideren of het brengen van een andere boodschap aan een groter publiek dan de directe slachtoffers; de actie staat los van legitieme oorlogsvoering, ofwel schendt de internationale mensenrechten (GTD, 2015). Verder moet de terreuraanslag succesvol zijn geweest. Dat wil zeggen dat het directe doel van terroristen bereikt is en er dus doden of gewonden zijn gevallen (GTD, 2015). Uit deze selectie worden vervolgens deelnemers geselecteerd. In Bijlage A is een algemeen schema te vinden van alle Europese landen die terreuraanslagen
hebben meegemaakt, gebaseerd op de eerder genoemde criteria. Hierin staat ook aanvullende informatie over de betreffende terreuraanslagen.
Voor het huidige onderzoek wordt gebruik gemaakt van data van de ESS-1 (2002), ESS-2 (2004), ESS-3 (2006), ESS-4 (2008), ESS-5 (2010) en ESS-6 (2012). Er wordt per land bekeken wanneer de terreuraanslag plaatsvond en welke ESS-metingen er daardoor als voormeting, nameting 1 en nameting 2 gebruikt zullen worden. Zoals eerder gezegd worden er per land drie ESS-meetmomenten met elkaar vergeleken. Deze metingen liggen maximaal één ESS-meetmoment uit elkaar. Dit betekent dat de tijd van de voormeting tot de
terreuraanslag maximaal 24 maanden is. De tijd van aanslag tot nameting 1 is maximaal een jaar. De tijd van nameting 1 tot nameting 2 is minimaal een jaar of meer. Op deze regels zijn een paar uitzonderingen. Voor Tsjechië ontbreekt er namelijk één ESS, waardoor de
voormeting twee ESS-meetmomenten van nameting 1 verschilt. Voor Hongarije geldt dat er ten tijden van een meetmoment een reeks aanslagen heeft plaatsgevonden. Dezelfde daders pleegden de zogeheten Roma-moorden (Vágvölgyi, 2014). Zij hielden het land voor 167 dagen in hun greep en Hongaren bleven bang zolang de daders niet gepakt werden. In
augustus 2009 pleegden de daders de laatste terreuraanslag en werden zij opgepakt. Dit wordt in dit onderzoek dan ook als het einde van de terreuraanslag in Hongarije gerekend. Dit zorgt er wel voor dat in Hongarije de tijd van terreuraanslag tot nameting 1 13 maanden is. Voor België is dit 15 maanden. Verdere informatie over de tijd van de afname van de ESS’s per land is te vinden in Bijlage B.
Zoals gezegd worden landen opgenomen die geen andere terreuraanslag(en) kennen voor en na de terreuraanslag. Hier zijn twee uitzonderingen bij. Ondanks dat Spanje veel (kleine) terreuraanslagen kent, wordt het wel opgenomen in de dataset om het effect van de grote terreuraanslag in Madrid in 2004 te kunnen meten. Ook Ierland kent weinig rustige
periodes. Er is echter wel verschil in de grootte van de terreuraanslagen en er wordt daarom gekeken naar een periode waarin er een relatief grote terreuraanslag plaatsvond.
Het is in het belang van de onderzoeksvraag dat er landen in de dataset worden
opgenomen die een relatief weinig terreuraanslagen kennen. Deze landen zijn echter schaars. Het geval doet zich meermaals voor dat er rondom de ESS-meetmomenten een andere terreuraanslag plaatsvond, los van de te meten terreuraanslag. Dit geldt voor Denemarken, Duitsland, Groot-Brittannië, Nederland, Noorwegen en Tsjechië. Om toch een voldoende grote steekproef te krijgen en omdat de terreuraanslagen waar de metingen om draaien over het algemeen impact hebben gehad op de landen, worden ze toch opgenomen. Later kan eventueel worden gekeken of de resultaten van deze landen verschillen van de landen die maar één terreuraanslag kennen in de gemeten tijdsperiode.
Voor elk land wordt genoteerd wanneer de terreuraanslag en de betreffende meetmomenten plaatsvonden. Het kan zo zijn dat de terreuraanslag plaatsvond tijdens nameting 1. In dat geval wordt er een onderscheid gemaakt in datum van afname binnen nameting 1. Data van personen die voor de terreuraanslag zijn geïnterviewd, worden opgenomen in de voormeting.
Analyses en hypothesetoetsing
Met Chronbach’s alpha analysis wordt allereerst de betrouwbaarheid per schaal gecheckt. Een alpha van .70 wordt als voldoende betrouwbaar beschouwd, een alpha van .80 als goed betrouwbaar.
Na de betrouwbaarheidsanalyses wordt er met one-way ANOVA onderzocht of er een verschil is in de afhankelijke variabelen op verschillende meetmomenten. Specifiek wordt er gekeken of er overall significante verschillen zijn tussen de verschillende meetmomenten, op de variabelen politiek en institutioneel vertrouwen. Het kan zo zijn dat er scores op de
variabelen ontbreken, bijvoorbeeld omdat individuele deelnemers per land geen antwoord hebben gegeven of wilden geven. In dat geval worden dit gezien als missing data en worden er alleen analyses uitgevoerd met bekende data. Voordat de data geïnterpreteerd wordt, worden eerst de assumpties van one-way ANOVA gecheckt. Voor de assumptie van normaal verdeelde data kan worden gekeken naar histogrammen en/of skewness en kurtosis. De afhankelijke variabele(n) moet op intervalniveau zijn. Verder moet er sprake zijn van homogeniteit van de varianties. Deze laatste assumptie kan getoetst worden met behulp van
Levene’s test. Als deze een p-waarde geeft van kleiner dan .05, is er sprake van ongelijke
varianties. Als aan alle assumpties wordt voldaan, kan er worden gekeken of de F-toets significant is. Soms wordt en niet voldaan aan de assumptie van homogene varianties. In dat geval wordt er gekeken naar een corrigerende toets: Welch test. Als de p-waarde bij de toetsen kleiner is dan .05, kan er geconcludeerd worden dat er een algemeen significant verschil is tussen de gemiddelden van de verschillende ESS-meetmomenten. Met behulp van pairwise
comparisons, ofwel post hoc tests, kan vervolgens worden gekeken waar die verschillen dan
zitten. Indien de assumptie van homogeniteit niet wordt geschonden, wordt gekeken naar
Tukey’s test als post hoc test. Als de assumptie wel geschonden is, wordt gekeken naar een
alternatieve post hoc test, namelijk Games-Howell test. Door te kijken naar de p-waarden van de post hoc test, kan er geconcludeerd worden of de gemiddelden van de verschillende ESS-meetmomenten significant van elkaar verschillen. Dit is het geval als de p-waarde van de post
hoc test kleiner is dan .05.
De hiervoor beschreven analyses worden vervolgens ook uitgevoerd per land. Ook hiervoor geldt dat p-waarden van kleiner dan .05 significante verschillen aanduiden tussen meetmomenten per land. Verder worden factorial ANOVA uitgevoerd om eventuele interacties te achterhalen tussen meting en land op politiek en institutioneel vertrouwen.
Ten slotte komen de exploraties aan bod. Ook hiervoor wordt met one-way ANOVA getoetst of er verschillen zijn in het gemiddelde sociaal vertrouwen, perceptie toestaan immigratie en perceptie invloed immigratie tussen de voormeting, nameting 1 en nameting 2.
Hypothese 1 wordt ondersteund als het gemiddelde politiek en institutioneel vertrouwen op de voormeting lager is dan op nameting 1. Hypothese 2 wordt ondersteund als het
gemiddelde politiek en institutioneel vertrouwen van nameting 1 gelijk is aan die van nameting 2 en als die van nameting 1 en 2 hoger is dan die van de voormeting.
Resultaten
Omdat er gewerkt wordt met verschillende landen, is het noodzakelijk om de variabelen gewichten te geven. Verschillen in de steekproef maar ook de non-responsbias worden hierdoor gereduceerd (ESS, z.d.). Er wordt in deze dataset gewerkt met twee soorten gewichten. Dit zijn de post-stratification weights (pspwght) en de population size weights (pweight). De pspwght wordt gebruikt om te corrigeren voor non-responsbias en de steekproef error, die kan voortkomen uit verschillen in leeftijd, sekse, opleiding en regio (ESS, z.d.). De
pweight wordt gebruikt als er data van meerdere landen gecombineerd wordt, wat in het
huidige onderzoek het geval is. Er wordt gecorrigeerd voor het feit dat deelnemende landen verschillen in bevolkingsgrootte. Anders zouden kleine landen over gerepresenteerd zijn in de totale steekproef en grote landen onder gerepresenteerd. Voor het analyseren van data van landen zelf wordt de pspwght gebruikt. Indien data van verschillende landen worden
samengevoegd, is het van belang om de pspwght en pweight te combineren door ze met elkaar te vermenigvuldigen. Hierdoor ontstaat een nieuw gewicht: newweight. Bij alle analyses wordt gewerkt met gewichten.
Betrouwbaarheidsanalyses
Voor dat de hypothesen getoetst worden, wordt eerst de betrouwbaarheid van de variabelen gecheckt. Dit wordt gedaan met Chronbach’s alpha analysis. De betrouwbaarheid van de variabele ‘politiek vertrouwen’ is .90 en die van de variabele ‘institutioneel
vertrouwen’ is .76. De betrouwbaarheid van de variabele ‘perceptie toestaan immigratie’ is .89 en die van de variabele ‘perceptie invloed immigratie’ is .85. Ten slotte is de
betrouwbaarheid van de variabele ‘sociaal vertrouwen’ .72. Dit zijn alle voldoende tot goede betrouwbaarheden, aangezien alpha groter is dan .70.
Analyse van de mate van het overall politiek en institutioneel vertrouwen voor en na een terreuraanslag
Met one-way ANOVA werden getoetst of er verschillen zijn in politiek en institutioneel vertrouwen op de voormeting, nameting 1 en nameting 2. In Tabel 2 staan de gemiddelden politiek en institutioneel vertrouwen weergegeven. In Tabel 3 is het verschil in gemiddelde vertrouwen op de ESS-metingen met significantieniveaus van Levene’s test en one-way
ANOVA te zien, inclusief de p-waarden van de post hoc tests.
Tabel 2. Gemiddeld politiek en institutioneel vertrouwen (M) ten tijden van de metingen,
inclusief aantal deelnemers (N) en standaarddeviatie (SD). Variabele Tijdstip van
meting N M SD Politiek vertrouwen Voormeting 28254 4.04 2.12 Nameting 1 17328 4.00 2.05 Nameting 2 22715 4.02 2.12 Institutioneel vertrouwen Voormeting 28402 5.82 2.20 Nameting 1 17446 5.65 2.15 Nameting 2 22835 5.95 2.13
Tabel 3. Verschil in vertrouwen tussen de metingen.
Variabele Levene’s test voor gelijke varianties
F-toets Post hoc: voormeting – nameting 1 Post hoc: voormeting – nameting 2 Post hoc: nameting 1 – nameting 2 Verklaar-de variantie *** Politiek vertrouwen** F(2,68294 ) = 19.95, p < .0001 F(2, 42039.19) = 2.85, p = .058 p = .046 p = .445 p = .469 .000 Institutioneel vertrouwen** F(2,68680 ) = 22.74, p < .0001 F(2, 4218 3.67) = 98.27, p < .0001 p < .0001 p < .0001 p < .0001 .003
* Equal variances assumed ** Equal variances not assumed
*** De verklaarde variantie van de one-way ANOVA is gegeven
Uit Tabel 3 blijkt dat het overall politiek vertrouwen op de voormeting en op nameting 2 gelijk is. Op nameting 1 blijkt het politiek vertrouwen iets lager te zijn dan op de
voormeting, maar als gekeken wordt naar de gemiddelden in Tabel 2, is te zien dat dit verschil verwaarloosbaar is. Daarnaast blijkt dat het overall institutioneel vertrouwen op de
voormeting significant hoger is dan op nameting 1 en significant lager dan op nameting 2. Het
overall institutioneel vertrouwen op nameting 1 is significant lager dan op nameting 2. Deze
resultaten tonen aan dat politiek vertrouwen niet beïnvloed wordt door een terreuraanslag. Institutioneel vertrouwen lijkt daarentegen wel iets te worden beïnvloed. Dit gaat direct na een terreuraanslag iets omlaag, maar neemt daarna weer toe. De bevindingen komen niet overeen met de verwachting dat landen op nameting 1 hoger scoren op politiek en
institutioneel vertrouwen dan op de voormeting. Wel wordt de verwachting ondersteund dat landen op nameting 2 hoger scoren op institutioneel vertrouwen dan op de voormeting. Dit
geldt echter niet voor politiek vertrouwen. Verder wordt de verwachting ondersteund dat de scores op politiek vertrouwen op nameting 1 en 2 gelijk zijn. Dit is niet het geval voor institutioneel vertrouwen.
Over het algemeen blijkt uit de hiervoor gaande bevindingen dat Hypothese 1 niet wordt ondersteund. Er is geen posttraumatische groei in politiek en institutioneel vertrouwen direct na een terreuraanslag. Hypothese 2 wordt ook niet ondersteund. Politiek vertrouwen blijft wel stabiel na een terreuraanslag, maar neemt na een terreuraanslag niet toe.
Institutioneel vertrouwen neemt na een terreuraanslag niet toe en blijft ook niet stabiel.
Analyse van de mate van politiek vertrouwen per land voor en na een terreuraanslag
Met ANOVA werden getoetst of er binnen landen verschillen zijn in politiek vertrouwen op de voormeting, nameting 1 en nameting 2. In Tabel 4 staat het gemiddelde politiek vertrouwen per land weergegeven. In Tabel 5 is het verschil in gemiddelde politiek vertrouwen per land op de ESS-meetmomenten met significantieniveaus van Levene’s test en
one-way ANOVA te zien. Ook zijn de p-waarden van de post hoc tests gegeven.
Tabel 4. Gemiddeld politiek vertrouwen (M) per land ten tijden van de metingen, inclusief
aantal deelnemers per meting (N) en standaarddeviatie (SD).
Land Meting N M SD België Voormeting 1865 4.50 2.12 Nameting 1 1769 4.37 1.98 Nameting 2 1791 4.51 1.94 Denemarken Voormeting 3060 5.80 1.86 Nameting 1 42 5.67 1.74 Nameting 2 1555 5.28 1.91 Duitsland Voormeting 4544 3.69 2.02 Nameting 1 1061 3.90 1.85 Nameting 2 3002 3.65 2.03 Finland Voormeting 2255 5.30 1.94 Nameting 1 1818 5.30 1.89
Nameting 2 1869 4.77 2.04 Groot-Brittannië Voormeting 1889 3.88 2.06 Nameting 1 2945 3.73 2.00 Nameting 2 2339 3.87 2.09 Hongarije Voormeting 1567 2.82 2.10 Nameting 1 1539 3.49 2.24 Nameting 2 1956 3.50 2.39 Ierland Voormeting 3326 4.13 2.10 Nameting 1 696 4.30 2.11 Nameting 2 1761 3.47 2.05 Nederland Voormeting 3443 4.99 1.79 Nameting 1 782 4.80 1.77 Nameting 2 1883 5.20 1.62 Noorwegen Voormeting 1544 4.92 1.86 Nameting 1 1544 5.29 1.83 Nameting 2 1611 5.48 1.82 Spanje Voormeting 1658 4.00 2.16 Nameting 1 1627 4.07 2.04 Nameting 2 1854 3.98 2.07 Tsjechië Voormeting 2945 2.89 2.06 Nameting 1 2004 2.96 2.06 Nameting 2 2350 2.87 2.10 Zweden Voormeting 2754 5.18 1.86 Nameting 1 549 5.54 1.73 Nameting 2 1832 5.22 1.93 Zwitserland Voormeting 1779 5.17 1.74 Nameting 1 1779 5.14 1.71 Nameting 2 1481 5.19 1.88
Tabel 5. Verschil in politiek vertrouwen tussen de metingen per land.
Land Levene’s
test voor gelijke varianties
F-toets Post hoc:
voormeting –nameting 1 Post hoc: voormeting – nameting 2 Post hoc: nameting 1 – nameting 2 België** F(2, 5423) = 8.24, p < .0001 F(2, 3614.15) =2.69, p = .068 p = .155 p = .974 p = .083 Denemarken* F(2, 4654) = 1.22, p = .297 F(2, 4654) = 39.43, p < .0001 p = .899 p < .0001 p = .375
Duitsland** F(2, 8604) = 9.63, p < .0001 F(2, 3002.11) = 7.25, p = .001 p = .002 p = .723 p = .001 Finland** F(2, 5938) = 11.53, p < .0001 F(2, 3872.69) = 45.87, p < .0001 p = 1.000 p < .0001 p < .0001 Groot-Brittannië* F(2, 7170) = 2.45, p = .087 F(2, 7169) = 4.10, p = .017 p = .037 p = .968 p = .049 Hongarije** F(2, 5060) = 22.57, p < .0001 F(2, 3322.66) = 52.91, p < .0001 p < .0001 p < .0001 p = .982 Ierland* F(2, 5780) = .13, p = .881 F(2, 5780) = 69.68, p < .0001 p = .133 p < .0001 p < .0001 Nederland** F(2, 6105) = 13.54, p < .0001 F(2, 2092.67) = 18.09, p < .0001 p = .024 p < .0001 p < .0001 Noorwegen* F(2, 4696) = .46, p = .631 F(2, 4695) = 37.66, p < .0001 p < .0001 p < .0001 p = .012 Spanje* F(2, 5136) = 1.98, p = .139 F(2, 5136) = .80, p = .452 p = .656 p = .941 p = .436 Tsjechië* F(2, 7296) = .90, p = .407 F(2, 7295) = 1.01, p = .363 p = .574 p = .876 p = .340 Zweden** F(2, 5132) = 7.30, p = .0001 F(2, 1555.05) = 9.84, p < .0001 p < .0001 p = .736 p = .0001 Zwitserland** F(2, 5037) = 7.81, p < .0001 F(2, 3264.81) = .38, p = .683 p = .902 p = .883 p = .658
* Equal variances assumed ** Equal variances not assumed
Tabel 5 laat per ESS-meetmoment verschillende scores op politiek vertrouwen zien tussen landen. Uit een factorial ANOVA blijkt dan ook een interactie-effect tussen meting en
land op politiek vertrouwen, F(24, 77350) = 24.09, p < .0001, np2= .0071. In Bijlage C is te
zien welke vormen de effecten globaal aannemen, uitgaande van de gevonden significante verschillen. Een stabiel patroon wordt het meest vertoond (België, Spanje, Tsjechië,
Zwitserland) wat overeenkomt met het overall patroon van politiek vertrouwen. Denemarken en Zweden vertonen een afname in politiek vertrouwen zowel direct na de terreuraanslag als minimaal een jaar later. Duitsland vertoont een toename direct na de terreuraanslag, maar deze neemt daarna weer af. Finland en Ierland blijven stabiel na een terreuraanslag en
vertonen minimaal een jaar later pas een afname. Verdere patronen in politiek vertrouwen zijn een toename die stabiel blijft (Hongarije), een blijvende toename (Noorwegen) of een afname direct na de terreuraanslag, gevolgd door een toename minimaal een jaar later en daarmee een herstel (Groot-Brittannië en Nederland). Zoals Tabel 4 laat zien, zijn de verschillen tussen de gemiddelden op de verschillende ESS-meetmomenten per land echter relatief klein. Er zijn twee landen maar die opvallende resultaten tonen2. Kijkend naar de significante verschillen is er één land die de verwachtingen en daarmee beide hypothesen ondersteunt voor politiek
1 Levene’s test was wel significant, F(38, 77350) = 33.07, p < .0001, wat betekent dat de assumptie van
homogene varianties is geschonden. Echter, Levene’s test is tamelijk snel significant als de groepsgroottes van elkaar verschillen (Field, 2009). Tabel 4 laat zien dat het aantal deelnemers per land en per meting inderdaad behoorlijk van elkaar kunnen verschillen. De groepsgroottes zijn daarentegen wel groot genoeg om verschillen nauwkeurig te kunnen toetsen, waardoor er in dit geval geen alternatieve toets wordt gedaan. Desalniettemin worden de resultaten wel voorzichtig geïnterpreteerd, vooral als het interactie-effect klein blijkt te zijn.
2 Het gemiddelde politiek vertrouwen is in Hongarije op de nametingen aanzienlijk hoger dan op de voormeting.
Hongarije was het land waar de terreuraanslag 167 dagen duurde. Wellicht dat de manier hoe de politiek in die tijd met de terreuraanslag omging voor meer vertrouwen heeft gezorgd bij Hongaren. Verder is er een opvallend resultaat voor Denemarken. Het gemiddelde politiek vertrouwen is op nameting 2 aanzienlijk lager dan op de voormeting en nameting 1. Vlak voor nameting 2 heeft er een andere terreuraanslag plaatsgevonden in
Denemarken, wat wellicht het politiek vertrouwen van de Denen beïnvloed heeft. Daarnaast zijn er in nameting 1 maar 42 deelnemers opgenomen, wat de resultaten kan hebben beïnvloed.
vertrouwen. Hongarije toont direct na de terreuraanslag een toename in politiek vertrouwen, wat stabiel blijft tot minimaal een jaar na de terreuraanslag.
Analyse van de mate van institutioneel vertrouwen per land voor en na een terreuraanslag
Met one-way ANOVA werden getoetst of er binnen landen verschillen zijn in institutioneel vertrouwen op de voormeting, nameting 1 en nameting 2. In Tabel 6 staat het gemiddelde institutioneel vertrouwen per land weergegeven. In Tabel 7 is het verschil in gemiddelde institutioneel vertrouwen per land op de metingen van de ESS met
significantieniveaus van Levene’s test en one-way ANOVA te zien. Hierbij zijn ook de p-waarden van de post hoc tests weergegeven.
Tabel 6. Gemiddeld institutioneel vertrouwen (M) per land ten tijden van de metingen,
inclusief aantal deelnemers per meting (N) en standaarddeviatie (SD).
Land Meting N M SD België Voormeting 1879 4.96 2.17 Nameting 1 1776 5.30 2.05 Nameting 2 1797 5.37 2.04 Denemarken Voormeting 3063 7.42 1.80 Nameting 1 42 6.38 2.50 Nameting 2 1574 7.45 1.74 Duitsland Voormeting 4593 6.17 2.09 Nameting 1 1066 6.40 2.00 Nameting 2 3021 6.28 2.09 Finland Voormeting 2262 7.54 1.63 Nameting 1 1822 7.54 1.67 Nameting 2 1872 7.44 1.67 Groot-Brittannië Voormeting 1891 5.63 2.08 Nameting 1 2971 5.51 2.10 Nameting 2 2346 5.75 2.14 Hongarije Voormeting 1571 4.71 2.49 Nameting 1 1546 4.88 2.30 Nameting 2 1972 5.01 2.29 Ierland Voormeting 3348 5.78 2.13
Nameting 1 702 5.60 2.23 Nameting 2 1763 5.78 1.99 Nederland Voormeting 3450 5.69 1.83 Nameting 1 782 5.65 1.80 Nameting 2 1887 6.00 1.67 Noorwegen Voormeting 1544 6.79 1.89 Nameting 1 1546 7.01 1.88 Nameting 2 1620 7.16 1.75 Spanje Voormeting 1666 4.84 2.23 Nameting 1 1639 5.27 2.05 Nameting 2 1866 5.55 2.03 Tsjechië Voormeting 2951 3.98 2.27 Nameting 1 2005 4.52 2.24 Nameting 2 2357 4.53 2.20 Zweden Voormeting 2764 6.45 1.91 Nameting 1 553 6.74 1.84 Nameting 2 1843 6.53 1.94 Zwitserland Voormeting 1800 6.61 1.88 Nameting 1 1817 6.60 1.83 Nameting 2 1504 6.62 1.89
Tabel 7. Verschil in institutioneel vertrouwen tussen de metingen per land.
Land Levene’s
test voor gelijke varianties
F-toets Post hoc: voormeting –nameting 1 Post hoc: voormeting – nameting 2 Post hoc: nameting 1 – nameting 2 België** F(2, 5449) = 6.49, p = .002 F(2, 3632.19) = 20.15, p < .0001 p < .0001 p < .0001 p = .482 Denemarken** F(2, 4676) = 7.62, p < .0001 F(2, 108.98) = 3.80, p = .025 p = .026 p = .892 p = .023 Duitsland* F(2, 8667) = 1.48, p = .229 F(2, 8666) = 7.34, p = .001 p = .002 p = .027 p = .256 Finland* F(2, 5953) = .06, p = .944 F(2, 5953) = 2.17, p = .115 p = .995 p = .166 p = .166 Groot-Brittannië** F(2, 7204) = .46, p = .631 F(2, 7204) = 8.71, p < .0001 p = .111 p = .161 p < .0001
Hongarije** F(2, 5085) = 11.18, p < .0001 F(2, 3273.41) = 6.69, p = .001 p = .120 p = .001 p = .229 Ierland** F(2, 5810) = 7.71, p < .0001 F(2, 1843.68) = 2.05, p = .129 p = .118 p = .997 p = .156 Nederland** F(2, 6117) = 18.12, p < .0001 F(2, 2096.53) = 22.16, p < .0001 p = .787 p < .0001 p < .0001 Noorwegen** F(2, 4707) = 4.50, p = .011 F(2, 3122.96) =15.95, p < .0001 p = .004 p < .0001 p = .053 Spanje** F(2, 5168) = 6.60, p = .001 F(2, 3402.15) = 49.42, p < .0001 p < .0001 p < .0001 p < .0001 Tsjechië* F(2, 7310) = 1.17, p = .309 F(2, 7309) = 51.27, p < .0001 p < .0001 p < .0001 p = .985 Zweden** F(2, 5157) = 3.09, p = .046 F(2, 1544.89) = 6.05, p = .002 p = .002 p = .315 p = .050 Zwitserland** F(2, 5118) = 4.69, p = .009 F(2, 3327.81) = .43, p = .654 p = .976 p = .769 p = .642
* Equal variances assumed ** Equal variances not assumed
Tabel 7 toont zeer verschillende scores tussen landen op institutioneel vertrouwen per ESS-meetmoment. Een factorial ANOVA toont dan ook aan dat er een interactie-effect is tussen meting en land op institutioneel vertrouwen, F(24, 77743) = 11.33, p < .0001, np2 =
.0033. In Bijlage C zijn de globale vormen van de effecten waar te nemen. Deze vormen zijn gebaseerd op de gevonden significante verschillen. Er zijn drie landen die een toename laten
3 Levene’s test was wel significant, F(38, 77743) = 49.62, p < .0001, wat betekent dat de assumptie van
homogene varianties is geschonden. Zoals bij voetnoot 1 echter omschreven staat, wordt er geen alternatieve toets gedaan. De resultaten worden niettemin wel behoedzaam geïnterpreteerd.
zien in institutioneel vertrouwen op nameting 1 die stabiel blijft tot op nameting 2 (België, Noorwegen en Tsjechië). Verdere patronen zijn een stabiel patroon (Finland, Ierland en Zwitserland), een stabiel patroon die pas stijgt naarmate de tijd vordert (Groot-Brittannië, Hongarije en Nederland), een blijvende toename in vertrouwen (Spanje), en een afname gevolgd door een toename (Denemarken). Voor institutioneel vertrouwen zijn er twee landen (Duitsland en Zweden) die wel posttraumatische groei laten zien direct na een terreuraanslag, maar minimaal een jaar later na de terreuraanslag herstelt het institutioneel vertrouwen zich weer tot hetzelfde niveau als voor de terreuraanslag.
De invloed van terreuraanslagen op institutioneel vertrouwen blijkt per land te verschillen. Zoals in Tabel 6 te zien is, zijn de verschillen tussen de gemiddelden op de verschillende meetmomenten per land echter niet heel groot. Er zijn slechts enkele opvallende resultaten4. Verder ondersteunen drie landen de verwachtingen en daarmee de hypothesen voor institutioneel vertrouwen. België, Noorwegen en Tsjechië tonen direct na een
terreuraanslag een toename in institutioneel vertrouwen, wat stabiel blijft tot minimaal een jaar na de terreuraanslag.
4 Voor Denemarken is het verschil tussen de voormeting en nameting 2 vrijwel nihil, maar nameting 1 wijkt
sterk af van de andere twee metingen. De gemiddelde score op institutioneel vertrouwen op nameting 1 is echter gebaseerd op 42 personen, zoals in Tabel 6 te zien is. Dit kan invloed hebben gehad op de resultaten. Verder is Spanje één van de deelnemende landen waar veel terreuraanslagen plaatsvinden, maar die als enige een sterk stijgende lijn in institutioneel vertrouwen toont. Misschien dat door de vele terreuraanslagen voor Spanjaarden heel duidelijk te zien is hoe instituties normaliter reageren op terreuraanslagen, wat het institutioneel vertrouwen beïnvloedt. In landen waar veel minder terreuraanslagen voorkomen, zal de bevolking een slechter beeld hebben van hoe instituties reageren op terrorisme, waardoor dit wellicht minder van invloed is op institutioneel
vertrouwen. Ten slotte laat Tsjechië een kleine posttraumatische groei zien, al heeft dit land wel op alle metingen het laagste institutioneel vertrouwen.
Aangezien het verloop van zowel politiek als institutioneel vertrouwen voor en na een terreuraanslag lijkt te verschillen tussen landen, is in Tabel 8 te zien hoe de landen hierin verdeeld zijn, gebaseerd op de gevonden p-waarden. Ook is hierin te vinden welke landen de hypothesen ondersteunen. Uit Tabel 8 blijkt dat over alle meetmomenten heen het politiek en institutioneel vertrouwen in veruit de meeste landen grotendeels gelijk blijft. Hieruit zou men kunnen concluderen dat een terreuraanslag over het algemeen geen grote invloed heeft op politiek en institutioneel vertrouwen. Er vindt geen directe posttraumatische groei plaats, waardoor de hypothesen niet ondersteund worden. Het overall institutioneel vertrouwen vertoont daarentegen wel een toename in vertrouwen op nameting 2, waarbij het zelfs hoger is dan op de voormeting. Dit kan betekenen dat posttraumatische groei in institutioneel
vertrouwen wel plaats kan vinden, maar dat het tijd nodig heeft.
Tabel 8. Overzicht van de landen die wel of geen verschillen in vertrouwen te laten zien
tussen metingen en daarmee de hypothesen wel of niet ondersteunen.
Vertrouwen Nameting 1 t.o.v. voormeting Welke landen*? Nameting 2 t.o.v. nameting 1 Welke landen*? Voormeting t.o.v. nameting 2 Welke landen*?
Politiek Toename** DE, HU, NO Toename NO Toename NO Gelijk** HU Toename*** HU Afname DE Gelijk DE Gelijk BE, CH, CZ, DK, ES, FI, IE Gelijk BE, CH, CZ, DK, ES Gelijk BE, CH, CZ, ES Afname DK Afname FI, IE Afname FI, IE Afname GB, NL,
SE
Toename GB, NL Gelijk GB
Afname NL
Institutioneel Toename** BE, CZ, DE, ES, NO, SE Toename ES Toename ES Gelijk** BE, CZ, NO, SE Toename*** BE, CZ, NO Gelijk SE Afname DE Gelijk DE Gelijk CH, FI, GB, HU, IE, NL Toename GB, NL Toename NL Gelijk GB Gelijk CH, FI, HU, IE Toename HU Gelijk CH, FI, IE
Afname DK Toename DK Gelijk DK
* BE = België, CH = Zwitserland, CZ = Tsjechië, DE = Duitsland, DK = Denemarken, ES = Spanje, FI = Finland, GB = Groot-Brittannië, HU = Hongarije, IE = Ierland, NL =
Nederland, NO = Noorwegen, SE = Zweden.
** Indien een land tot deze categorieën behoort, ondersteunt het land hypothese 1 voor politiek of institutioneel vertrouwen
*** Indien een land tot deze categorieën behoort, ondersteunt het land hypothese 2 voor
politiek of institutioneel vertrouwen
Analyses van de exploraties
Met one-way ANOVA werden getoetst of er binnen landen verschillen zijn in sociaal vertrouwen, de perceptie op toestaan immigratie en de perceptie op invloed immigratie tussen de voormeting, nameting 1 en nameting 2. In Tabel 9 staan de gemiddelden politiek en
institutioneel vertrouwen weergegeven. In Tabel 10 is het verschil in gemiddelde vertrouwen op de metingen van de ESS met significantieniveaus van Levene’s test en one-way ANOVA te zien. Hierbij zijn ook de p-waarden van de post hoc tests gegeven.
Tabel 9. Gemiddelde sociaal vertrouwen, perceptie toestaan immigratie en perceptie invloed
immigratie (M) ten tijden van de metingen, inclusief aantal deelnemers (N) en standaarddeviatie (SD).
Variabele Tijdstip van meting N M SD Sociaal vertrouwen Voormeting 28613 5.35 1.77 Nameting 1 17524 5.29 1.78 Nameting 2 22916 5.36 1.74 Perceptie toestaan immigratie Voormeting 28042 2.36 .77 Nameting 1 17266 2.41 .79 Nameting 2 22520 2.38 .78 Perceptie invloed immigratie Voormeting 28277 5.16 2.02 Nameting 1 17399 5.08 2.15 Nameting 2 22738 5.21 2.09
Tabel 10. Verschil in sociaal vertrouwen, perceptie toestaan immigratie en perceptie invloed
immigratie tussen de metingen. Variabele Levene’s
test voor gelijke varianties
F-toets Post hoc: voormeting –nameting 1 Post hoc: voormeting – nameting 2 Post hoc: nameting 1 – nameting 2 Verklaar-de variantie* ** Sociaal vertrouwen* * F(2, 69050) = 4.94, p = .007 F(2, 42127.99) = 6.92, p = .001 p = .006 p = .791 p = .001 .000 Perceptie toestaan immigratie* * F(2, 67826) = 14.38, p < .0001 F(2, 41281.39) = 23.97, p < .0001 p < .0001 p = .001 p = .002 .000 Perceptie invloed immigratie* * F(2, 68411) = 54.89, p < .0001 F(2, 41234.47) = 19.86, p < .0001 p < .0001 p = .006 p < .0001 .000
* Equal variances assumed ** Equal variances not assumed
Uit Tabel 10 blijkt dat mensen uit Europese landen minder sociaal vertrouwen hebben op nameting 1 dan op de voormeting. Tussen de voormeting en nameting 2 is er geen verschil in de mate van sociaal vertrouwen. Er blijken ook significante verschillen in perceptie
toestaan en invloed immigratie tussen de ESS-meetmomenten te zijn. Mensen uit Europese landen zijn op de voormeting iets minder voor immigratie dan op nameting 1 en 2. Op nameting 2 zijn zij iets minder voor immigratie dan op nameting 1. Ook denken mensen uit Europese landen op de voormeting iets meer dat immigratie een negatieve invloed heeft op het land dan op nameting 2. Daarnaast denken zij op nameting 1 iets meer dat immigratie een negatieve invloed heeft op het land dan op de voormeting en op nameting 2. Tabel 9 laat echter zien dat deze verschillen in gemiddelde perceptie toestaan en invloed immigratie op de verschillende metingen erg klein zijn en de verklaarde variantie nihil is. Ook bij de one-way
ANOVA per land bleek dat de gemiddelden over het algemeen weinig van elkaar verschilden.
Aangezien het om exploraties gaat, is daarom besloten niet verder in te gaan op de verschillen in de exploratieve variabelen per land. Deze zijn wel uitgebreid terug te vinden in Bijlage D tot en met I. In Bijlage J is te zien welke globale vormen de variabelen per land aannemen, uitgaande van de gevonden significante verschillen.
Extra exploratieve analyses
Omdat er tussen de deelnemende landen veel karakteristieke verschillen zijn, worden er enkele aanvullende analyses uitgevoerd om te onderzoeken of deze karakteristieke
verschillen voor verschillen in resultaten hebben geleid. Bij al deze analyses bleek de
Levene’s test voor homogene varianties steeds significant, wat betekent dat de assumptie van
homogene varianties geschonden is. De kans is groot dat dit komt door de verschillen in groepsgroottes (Field, 2009). Aangezien het om exploratieve analyses gaat, worden de oorspronkelijke testresultaten bij de factorial ANOVA toch weergegeven. De resultaten
worden daarbij wel voorzichtig geïnterpreteerd. Om zo min mogelijk te kijken naar de uitslagen van de factorial ANOVA als de varianties ongelijk zijn, wordt er voor verschillen tussen gemiddelden gebruik gemaakt van one-way ANOVA en independent t-tests. Hierbij kan namelijk gekeken worden naar alternatieve testwaarden.
Allereerst is er een verschil in het aantal slachtoffers per terreuraanslag, zoals ook te zien in Bijlage A. Ongeveer de helft van de landen kent een terreuraanslag met minder dan tien slachtoffers (Denemarken, Duitsland, Finland, Nederland, Noorwegen en Zweden), de andere helft kent een terreuraanslag met meer dan tien slachtoffers (België, Groot-Brittannië, Hongarije, Ierland, Spanje, Tsjechië en Zwitserland). De enkele landen die de hypothesen van posttraumatische groei direct na de terreuraanslag ondersteunen, zijn grotendeels de landen met een terreuraanslag met meer dan tien slachtoffers (België, Hongarije en Tsjechië).
Daarom werd er met een factorial ANOVA getoetst of er een interactie-effect is tussen meting en aantal slachtoffers op vertrouwen. Dit bleek inderdaad het geval te zijn. Een terreuraanslag met meer dan tien slachtoffers heeft een andere invloed op politiek vertrouwen van landen dan een terreuraanslag met minder dan tien slachtoffers, F(2, 59577) = 24.81, p < .0001, np2 =
.001. Daarnaast geldt dat een terreuraanslag met meer dan tien slachtoffers een andere invloed heeft op institutioneel vertrouwen van landen dan een terreuraanslag met minder dan tien slachtoffers, F(2, 59925) = 22.39, p < .0001, np2 = .001. Met one-way ANOVA en independent
t-tests werd onderzocht hoe de groep landen met een terreuraanslag met meer dan tien
slachtoffers verschilt van de groep landen met een terreuraanslag met minder dan tien
slachtoffers. In Tabel 11 zijn het gemiddelde politiek en institutioneel vertrouwen per meting te zien voor landen die een terreuraanslag met meer of minder dan tien slachtoffers kennen. In Tabel 12 zijn de verschillen in gemiddeld vertrouwen te zien tussen de meetmomenten van deze groepen landen. In Tabel 13 zijn per meetmoment de verschillen in gemiddeld
Tabel 11. Het gemiddelde van politiek en institutioneel vertrouwen (M) per meting, voor
landen met een terreuraanslag met meer of minder dan 10 slachtoffers, inclusief standaarddeviatie (SD) en aantal deelnemers per groep (N).
Meting Vertrouwen Aantal slachtoffers N M SD
Voormeting Politiek < 10 16980 4.19 2.09 > 10 11274 3.82 2.15 Institutioneel < 10 17094 6.26 2.05 > 10 11308 5.16 2.24 Nameting 1 Politiek < 10 4970 4.47 1.93 > 10 12359 3.81 2.06 Institutioneel < 10 5000 6.49 1.96 > 10 12446 5.31 2.13 Nameting 2 Politiek < 10 11069 4.22 2.09 > 10 11646 3.84 2.12 Institutioneel < 10 11138 6.41 2.02 > 10 11697 5.51 2.14
Tabel 12. De verschillen in vertrouwen tussen de meetmomenten per groep landen met een
terreuraanslag met meer of minder dan 10 slachtoffers. Aantal slachtoffer s Variabele Levene’s test voor gelijke variantie s
F-toets Post hoc: voormetin g – nameting 1 Post hoc: voormetin g – nameting 2 Post hoc: nametin g 1 – nametin g 2 < 10 Politiek vertrouwen* * F(2, 33015) = 36.98, p < .0001 F(2, 13774.62 ) = 39.64, p < .0001 p < .0001 p = .687 p < .0001 Institutioneel vertrouwen* * F(2, 33229) = 9.67, p < .0001 F(2, 13684.34 ) = 34.51, p < .0001 p < .0001 p < .0001 p = .058
> 10 Politiek vertrouwen* * F(2, 35276) = 11.67, p < .0001 F(2, 23388.15 ) = .63, p = .537 p = .911 p = .785 p = .508 Institutioneel vertrouwen* * F(2, 35448) = 22.64, p < .0001 F(2, 23481.83 ) = 77.92, p < .0001 p < .0001 p < .0001 p < .0001
* Equal variances assumed
** Equal variances not assumed
Tabel 13. De verschillen in vertrouwen per meetmoment tussen landen met een
terreuraanslag met meer of minder dan 10 slachtoffers.
Vertrouwen Meting t df sig.
(one-tailed) effectgrootte Politiek Voormeting** 14.60 23696.53 < .0001 .009 Nameting 1** 20.06 9749.26 < .0001 .040 Nameting 2** 13.53 22682.70 < .0001 .008 Institutioneel Voormeting** 41.98 22712.02 < .0001 .072 Nameting 1** 34.97 9931.67 < .0001 .110 Nameting 2** 32.61 22832.71 < .0001 .044 * Equal variances assumed
** Equal variances not assumed
Uit de one-way ANOVA blijken dat landen met een terreuraanslag met minder dan 10 slachtoffers op de voormeting lager scoren op politiek vertrouwen dan op nameting 1 en op de voormeting even hoog als op nameting 2. Zij scoren hoger op nameting 1 hoger dan op
nameting 2. Met betrekking tot institutioneel vertrouwen scoren zij op de voormeting lager dan op nameting 1 en 2. Op nameting 1 scoren zij even hoog als op nameting 2. Landen met een terreuraanslag met meer dan 10 slachtoffers scoren op alle metingen even hoog op politiek vertrouwen. Met betrekking tot institutioneel vertrouwen scoren zij hoger op
nameting 1 en 2 dan op de voormeting. Ook scoren zij hoger op nameting 2 dan op nameting 1. Kijkend naar de verschillen op de meetmomenten tussen de twee soorten landen, blijken uit
de independent t-tests landen met een terreuraanslag met minder dan tien slachtoffers bij alle metingen significant hoger te scoren op zowel politiek als institutioneel vertrouwen dan landen met een terreuraanslag met meer dan tien slachtoffers.
De hiervoor gaande resultaten laten zien dat er qua politiek vertrouwen in een land niet veel verandert door het verschil in slachtoffers van een terreuraanslag. Alleen is er voor landen met minder dan tien slachtoffers een toename direct na een terreuraanslag, maar dat herstelt zich later weer. Het institutioneel vertrouwen neemt wel toe direct na een
terreuraanslag bij beide soorten landen en blijft daarna ofwel stabiel of neemt verder toe. Hoewel er qua invloed van terreuraanslagen op vertrouwen niet veel verschillen lijken binnen de twee soorten landen, valt op dat landen met een terreuraanslag met minder dan tien
slachtoffers steeds hoger op politiek en institutioneel vertrouwen scoren dan landen met een terreuraanslag met meer dan tien slachtoffers. Aangezien dit verschil ook al op de voormeting is te zien, zou dit op een relatie tussen de hoeveelheid politiek en institutioneel vertrouwen en de grootte van een terreuraanslag kunnen duiden. Dit kan een ondersteuning zijn voor de eerder vermelde relatie tussen wantrouwen in de overheid en de hoeveelheid terrorisme (Wheeler, 2009). Wellicht dat er in landen met minder vertrouwen grotere terreuraanslagen plaatsvinden.
Ten tweede zijn er ook landen in de dataset opgenomen die twee of meerdere terreuraanslagen kennen (Denemarken, Duitsland, Groot-Brittannië, Ierland, Nederland, Noorwegen, Spanje, Tsjechië). Een dergelijke tweede terreuraanslag rondom een
meetmoment kan wellicht de posttraumatische groei in vertrouwen verstoren. Er werd met een factorial ANOVA onderzocht of er sprake is van een interactie tussen meting en aantal terreuraanslagen op vertrouwen. Hieruit blijkt dat het politiek vertrouwen in landen met meerdere terreuraanslagen anders beïnvloed wordt door een terreuraanslag dan in landen met maar één terreuraanslag, F(2, 59577) = 25.18, p < .0001, np2 = .001. Er geldt niet dat het
institutioneel vertrouwen in landen met meerdere terreuraanslagen anders beïnvloed wordt door een terreuraanslag dan in landen met maar één terreuraanslag, F(2, 59925) = 2.77, p = .063, np2 = .000. Om te bepalen waar de eventuele verschillen in vertrouwen zitten zijn
one-way ANOVA en independent t-tests uitgevoerd. Het gemiddelde politiek en institutioneel
vertrouwen voor de groep landen met één terreuraanslag en voor de groep met twee of meer terreuraanslagen zijn weergegeven in Tabel 14. De verschillen in gemiddeld vertrouwen tussen de meetmomenten van de groepen landen is te zien in Tabel 15. Tabel 16 toont per meetmoment de verschillen in gemiddeld vertrouwen tussen deze landen.
Tabel 14. Het gemiddelde van politiek en institutioneel vertrouwen (M) per meting, voor
landen met één of met twee of meer terreuraanslagen, inclusief standaarddeviatie (SD) en aantal deelnemers per groep (N).
Meting Vertrouwen Aantal
terreuraanslagen N M SD Voormeting Politiek 1 4085 4.55 2.18 > 1 24169 3.96 2.10 Institutioneel 1 4107 5.93 2.29 > 1 24294 5.80 2.18 Nameting 1 Politiek 1 2976 4.51 2.11 > 1 14252 3.89 2.02 Institutioneel 1 2999 5.87 2.23 > 1 14447 5.61 2.13 Nameting 2 Politiek 1 3572 4.59 2.16 > 1 19142 3.92 2.09 Institutioneel 1 3597 6.03 2.19 > 1 19238 5.94 2.12
Tabel 15. De verschillen in vertrouwen tussen de meetmomenten van landen met één of met
twee of meer terreuraanslagen.
Aantal terreur-aanslagen Variabele Levene’s test voor gelijke varianties F-toets Post-hoc: voormeting – nameting 1 Post-hoc: voormeting – nameting 2 Post-hoc: nameting 1 – nameting 2 1 Politiek vertrouwen* F(2, 10631) = 1.53, p = .218 F(2, 10630) = 1.11, p = .331 p = .725 p = .700 p = .298 Institutioneel vertrouwen** F(2, 10700) = 4.90, p = .007 F(2, 6899.50) = 4.66, p = .009 p = .447 p = .131 p = .008 > 1 Politiek vertrouwen** F(2, 57611) = 18.87, p < .0001 F(2, 35135.20) = 5.46, p = .004 p = .004 p = .081 p = .510 Institutioneel vertrouwen** F(2, 57977) =18.56, p < .0001 F(2, 35224.50) = 100.81, p < .0001 p < .0001 p < .0001 p < .0001
* Equal variances assumed
** Equal variances not assumed
Tabel 16. De verschillen in vertrouwen per meetmoment tussen landen met één of met twee of
meer terreuraanslagen.
Vertrouwen Meting t df sig.
(two-tailed) effectgrootte Politiek Voormeting** -16.14 5442.48 < .0001 .046 Nameting 1** -14.70 4175.31 < .0001 .049 Nameting 2** -17.23 4910.42 < .0001 .057 Institutioneel Voormeting** -3.44 5435.66 = .001 .002 Nameting 1** -5.92 4207.49 < .0001 .008 Nameting 2** -2.40 4928.74 = .016 .001
* Equal variances assumed ** Equal variances not assumed
Uit de one-way ANOVA blijken dat landen met één terreuraanslag op alle metingen even hoog scoren op politiek vertrouwen. Wat betreft institutioneel vertrouwen scoren zij ongeveer even hoog op de voormeting als op nameting 1 en 2. Toch scoren zij op nameting 1 iets lager dan op nameting 2. Landen met twee of meer terreuraanslagen scoren even hoog op politiek vertrouwen op de voormeting en nameting 2. Op de voormeting scoren zij wel hoger dan op nameting 1, maar er is geen significant verschil in scores tussen de nametingen. Met betrekking tot institutioneel vertrouwen scoren landen met twee of meer terreuraanslagen hoger op de voormeting dan op nameting 1. Daarnaast scoren zij hoger op nameting 2 dan op de voormeting en nameting 1. Als er dan gekeken wordt naar de verschillen in gemiddelden tussen de twee soorten landen per meetmoment, blijkt uit de independent t-tests dat landen met twee of meer terreuraanslagen significant lager scoren op zowel politiek als institutioneel vertrouwen op alle metingen, in vergelijking met landen met één terreuraanslag.
Binnen de twee soorten landen lijkt de invloed van een terreuraanslag op vertrouwen niet veel te verschillen tussen de ESS-metingen. Wel is ook hier een opvallend verschil te zien tussen landen met één terreuraanslag en landen met twee of meer terreuraanslagen. Landen met één terreuraanslag scoren steeds significant hoger op politiek en institutioneel vertrouwen dan landen met twee of meer terreuraanslagen. Dit verschil is al op de voormeting te zien. Het zou kunnen betekenen dat er meer terreuraanslagen plaatsvinden in landen waar het
vertrouwen laag is. Dit sluit aan op de eerder genoemde stelling dat de kans op terrorisme groter is in landen met minder vertrouwen (Wheeler, 2009). Er geldt echter niet dat de landen die in het huidige onderzoek twee of meer terreuraanslagen hebben gehad, ook alle landen zijn die meer dan tien slachtoffers kennen. Wel scoren de landen die zowel twee of meer terreuraanslagen kennen als meer dan tien slachtoffers (Hongarije, Ierland, Spanje en
Tsjechië) over het algemeen laag op politiek en institutioneel vertrouwen ten opzichte van de andere landen. Hoewel de extra exploratieve analyses te zwak zijn om sterke uitspraken te
