Bij welke ouder ben ik het best af? : een kwantitatief onderzoek naar de invloed van een echtscheiding op de schoolprestaties van kinderen en de rol van ouderlijke betrokkenheid, economisch en cultureel kapitaal

Bij welke ouder ben ik het best af?

Een kwantitatief onderzoek naar de invloed van een echtscheiding op de schoolprestaties van kinderen en de rol van ouderlijke betrokkenheid, economisch en cultureel kapitaal.

Bachelorscriptie Sociologie Linda Hermelink (10879218)

Email: Linda.hermelink@student.uva.nl 14 Juni 2017

Universiteit van Amsterdam Begeleider: Chip Huisman

Inhoudsopgave

Abstract

Jaarlijks hebben 70.000 kinderen te maken met een echtscheiding. Verschillende onderzoeken laten zien dat het leven in een eenoudergezin, als het gevolg van bijvoorbeeld een

echtscheiding, een negatieve invloed heeft op de schoolprestaties van kinderen (Downey, 1994, p. 144). De vermindering van ouderlijke betrokkenheid en economisch kapitaal worden vaak aangedragen als (mogelijke) oorzaken van het effect van een echtscheiding op de

schoolprestaties van kinderen.

In dit onderzoek is, aan de hand van de data uit de Programme for International Student Assessment uit 2012, ten eerste onderzocht of er een verschil is tussen de

schoolprestaties van kinderen die leven in een tweeoudergezin en kinderen die leven in een eenoudergezin. Ten tweede is er onderzocht of er een verschil is in schoolprestaties tussen kinderen die leven in een vadergezin en kinderen die leven in een moedergezin. Ten derde is er onderzocht wat de mogelijke invloed is van een echtscheiding op de relatie tussen

ouderlijke betrokkenheid en schoolprestaties, economisch kapitaal en schoolprestaties en cultureel kapitaal en schoolprestaties. Als laatste is er ook gecontroleerd voor gender en etniciteit.

Concluderend kan er worden gesteld dat er een (kleine) negatieve invloed is van een echtscheiding op de schoolprestaties van kinderen die leven in een vadergezin. Voor

ouderlijke betrokkenheid is er een negatief effect gevonden op de schoolprestaties van kinderen in een tweeoudergezin. Voor economisch en cultureel kapitaal is er een positief effect gevonden. Er is geen verschil gevonden in deze effecten tussen een twee- en een

eenoudergezin. Er is dus in dit onderzoek geen rol voor ouderlijke betrokkenheid, economisch of cultureel kapitaal in het verschil in schoolprestaties tussen twee- en eenoudergezinnen.

2. 1.1 Inleiding

‘’Het is heel gewoon om gescheiden ouders te hebben’’, dit is de titel van een online artikel van de Volkskrant (2017). Hierin wordt beschreven dat er jaarlijks 70.000 kinderen te maken hebben met ouderlijke echtscheiding. Volgens onderzoekers worden de gevolgen van een echtscheiding voor kinderen echter vaak vergeten, terwijl deze er duidelijk wel zijn.

Zo stelt Spruijt (2005, p. 3) dat een echtscheiding niet zomaar pijnlijk is voor kinderen, het is een proces dat lang voortduurt, waarbij er een verandering plaatsvindt in de vanzelfsprekende verbondenheid met zowel de vader als de moeder. Er is vaak ruzie tussen de ouders, en vaak hebben ze minder aandacht en tijd voor hun kinderen. Echtscheiding heeft volgens Spruijt (2005, p. 8) dan ook een grote invloed op kinderen.

Verschillende onderzoeken laten zien dat er een invloed is van familiestructuur op de schoolprestaties van kinderen. Het komen uit een eenoudergezin, als gevolg van een

echtscheiding, het overlijden van een ouder of een ouder die nooit getrouwd is, wordt

geassocieerd met een lager schoolniveau (Jeynes, 2005, p. 100). Downey (1994, p. 144) heeft onderzoek gedaan naar gezinstypen en het verschil in schoolprestaties van kinderen in

Amerika. Hij concludeert dat zowel kinderen die leven in een vadergezin, als kinderen die leven in een moedergezin het slechter doen op school, dan kinderen die leven in een tweeoudergezin.

Downey (1994, p. 144) concludeert ook dat kinderen die leven in een vadergezin het niet beter doen op school, dan kinderen die leven in een moedergezin.

Onderzoek van McLanahan en Sandefur (1994, p. 9) in Amerika laat zien dat kinderen in eenoudergezinnen het minder goed doen dan kinderen in tweeoudergezinnen. Het verlies van gezinsinkomen kan volgens de auteurs zorgen voor een verlaging van kwaliteit van de school waar ze naar toe gaan. Wanneer ouders een hoger inkomen hebben, kunnen zij in buurten leven met goede publieke scholen, hun kinderen naar privé scholen sturen en kunnen

zij gemakkelijker bijlessen betalen. Dit in tegenstelling tot ouders met een lager inkomen, zij hebben minder opties. Dit heeft als mogelijk gevolg een verslechtering van de

schoolprestaties van kinderen (Mclanahan en Sandefur, 1994, p. 33).

Een vermindering van ouderlijke betrokkenheid beïnvloed, volgens Mclanahan en Sandefur (1994, p. 33), ook de schoolprestaties van kinderen. Wanneer ouders de kinderen voorlezen en interesse tonen in het huiswerk, doen deze kinderen het beter op school dan kinderen van minder betrokken ouders.

Amato (2000, p. 1278) stelt in zijn onderzoek dat in 1990 het aantal mensen dat te maken kreeg met een echtscheiding in de Verenigde Staten toenam. Met als gevolg dat de programma’s op scholen voor kinderen met gescheiden ouders, gewoon werden. Ook werden bemiddelingen en onderwijscursussen voor ouders in veel staten verplicht. Vanwege deze trends zou je volgens Amato kunnen verwachten dat de resultaten uit de onderzoeken die gedaan zijn in de jaren ’90, net zoals de netgenoemde trends, ook een verandering laten zien. Namelijk dat het verschil tussen het welzijn van kinderen van gescheiden ouders en niet gescheiden ouders kleiner zou zijn geworden. Toch was dit niet het geval. Daarom is het van belang om de effecten van een echtscheiding op kinderen niet te vergeten. De effecten hoeven niet per se te verdwijnen als er sprake is van een toename van het aantal scheidingen.

De eerder genoemde onderzoeken laten zien dat er een verschil is tussen de

schoolprestaties van kinderen die leven in een tweeoudergezin en kinderen die leven in een eenoudergezin. Echter is het niet duidelijk of er een verschil is tussen de schoolprestaties van kinderen in een vader- en moedergezin. Ook zijn de meeste onderzoeken uitgevoerd in de Verenigde Staten en uitgevoerd voor het jaar 2000.

Daarom zal er in dit onderzoek gekeken worden naar de invloed van een echtscheiding op de schoolprestaties van kinderen in Nederland. Er zal gekeken worden naar het verschil tussen een tweeoudergezin en een eenoudergezin en het verschil tussen een vader- en een

moedergezin. Ook zal er gekeken worden of de variabelen ouderlijke betrokkenheid en economisch kapitaal, die bij Mclanahan en Sandefur een rol spelen, in dit onderzoek ook een rol spelen. Als laatste zal er in dit onderzoek gekeken worden naar de invloed van cultureel kapitaal op het verschil in schoolprestaties van kinderen. Er zijn veel onderzoeken die laten zien dat cultureel kapitaal van invloed is op de schoolprestaties van kinderen (Graaf, 1985, p. 347). Echter is er weinig tot geen onderzoek gedaan naar of er mogelijk een effect is van cultureel kapitaal op de invloed van scheiding op schoolprestaties.

2.1.2 Vraagstelling

Gegeven de hierboven besproken literatuur is de centrale vraagstelling van dit onderzoek: Wat is de invloed van een echtscheiding op de schoolprestaties van kinderen en welke rol hebben ouderlijke betrokkenheid, economisch en cultureel kapitaal hierin?

Deze centrale vraagstelling zal beantwoord worden door middel van vijf deelvragen. De eerste deelvraag luidt: Is er een verschil in de schoolprestaties tussen kinderen die leven in een eenoudergezin en kinderen die leven in een tweeoudergezin?

De tweede deelvraag luidt: Is er een verschil in de schoolprestaties tussen kinderen die leven in een vadergezin en kinderen die leven in een moedergezin?

De derde deelvraag luidt: Heeft echtscheiding een effect op de relatie tussen ouderlijke betrokkenheid en de schoolprestaties van kinderen?

De vierde deelvraag luidt: Heeft echtscheiding een effect op de relatie tussen economisch kapitaal en de schoolprestaties van kinderen?

De laatste deelvraag luidt: Heeft echtscheiding een effect op de relatie tussen cultureel kapitaal en de schoolprestaties van kinderen?

3. Theoretisch Kader

Er zijn verschillende onderzoeken naar de oorzaken van het verschil in schoolprestaties tussen tweeoudergezinnen en eenoudergezinnen. Bijvoorbeeld naar het verlies van ouderlijke

betrokkenheid en economisch kapitaal bij een echtscheiding. Deze twee mogelijke oorzaken zullen hieronder samen met cultureel kapitaal besproken worden. Ook zal er een onderscheid gemaakt worden tussen een alleenstaand vader en alleenstaand moeder gezin.

3.1 Tweeoudergezin – eenoudergezin

Pong, Dronkers en Hampden-Thompson (2003, p. 694) hebben de kloof in wiskunde en wetenschap prestaties van kinderen die leven in een tweeoudergezin versus kinderen die leven in een eenoudergezin onderzocht. Dit hebben ze gedaan in elf verschillende landen,

waaronder Nederland. Uit hun onderzoek komt naar voren dat deze kloof, met uitzondering van twee landen, in elk land gevonden is, dus ook in Nederland. Dit wil zeggen dat kinderen in een tweeoudergezin over het algemeen beter presteren op wiskunde en wetenschap dan kinderen in een eenoudergezin.

Het onderzoek van Jeynes (2005, p. 114) dat uitgevoerd is in de Verenigde Staten, laat hetzelfde zien. Namelijk dat het leven in een tweeoudergezin, een positieve invloed heeft op de schoolprestaties van een kind. Het is voor een alleenstaande ouder erg lastig om een kind dezelfde mate van onderwijsvoordelen te geven, als een kind dat leeft met twee ouders.

Uit de bovenstaande kennis kan de volgende hypothese opgesteld worden:

H1:Kinderen die leven in een tweeoudergezin presteren beter op school, dan kinderen die leven in een eenoudergezin.

3.2 Vadergezin – Moedergezin

Onderzoek van Downey (1994, p. 144) laat zien dat kinderen in eenoudergezinnen minder goed presteren op school dan kinderen in tweeoudergezinnen. Ook concludeert hij dat kinderen in alleenstaande vadergezinnen het niet beter doen op school dan kinderen in

alleenstaande moedergezinnen. Ze scoren wel hoger op gestandaardiseerde testen, maar halen geen hogere cijfers.

Uit de bovenstaande kennis kan de volgende hypothese opgesteld worden:

H2: Er is geen verschil in schoolprestaties tussen kinderen die leven in een vadergezin en kinderen die leven in een moedergezin.

3.3 Ouderlijke betrokkenheid

Verschillende onderzoeken laten zien dat ouderlijke betrokkenheid de schoolprestaties van kinderen op een positieve manier beïnvloed (Jeynes, 2005, p. 101). Zo beweert Hara (1998, p. 18) dat een verhoging van ouderlijke betrokkenheid het belangrijkst is voor het verbeteren van de schoolprestaties van kinderen.

Ook komt uit verschillende onderzoeken naar voren dat het komen uit een

eenoudergezin, als gevolg van een echtscheiding, het overlijden van een ouder of een ouder die nooit getrouwd is, geassocieerd wordt met lagere schoolniveaus. De meest aangehaalde reden hiervoor is dat er voor het kind een vermindering van toegang is tot zijn ouders en tot (mogelijke) hulpbronnen van bijvoorbeeld zijn ouders (Jeynes, 2005, p. 100).

Daarnaast bepaalt de familiestructuur in grote mate de tijd die een ouder door kan brengen met het kind. De meeste onderzoeken laten zien dat een biologische ouder, die niet samenleeft met zijn kind, minder betrokken is bij de school van het kind. In vergelijking met werkende ouders in een tweeoudergezin, zal een werkende ouder in een eenoudergezin het

bijvoorbeeld moeilijker hebben om betrokken te zijn bij de school(prestaties) van het kind (Jeynes, 2005, p. 100).

Het onderzoek van Jeynes (2005, p. 114) dat uitgevoerd is in de Verenigde Staten, laat zien dat familiestructuur en communicatie de grootste invloed hebben op de schoolprestaties van een kind. Het is, zoals eerder vermeld, voor een alleenstaande ouder erg lastig om een kind dezelfde mate van onderwijsvoordelen te geven, dan een kind die leeft met twee ouders.

Daarnaast heeft de mate waarin ouders schoolkwesties bespreken en

schoolbijeenkomsten bijwonen een positieve invloed op de schoolprestatie van het kind. Communicatie met ouders is hoger wanneer het kind met twee ouders kan communiceren in plaats van één. Wanneer er twee ouders aanwezig zijn, is het voor het kind gemakkelijker om hulp te vragen met zijn of haar huiswerk en om te vragen voor emotionele steun. Ook kan een kind in een tweeoudergezin meer genieten van een familie gevoel, wat zorgt voor goede schoolprestaties en als laatste intellectueel kunnen groeien als gevolg van het in contact zijn met dicht bijstaande volwassenen. Jeynes (2005, p. 112) stelt hierbij dat het voor een

alleenstaande ouder erg lastig om het kind dezelfde mate van onderwijsvoordelen te geven die normaal gesproken geassocieerd zijn met kinderen met twee ouders.

Amato en Keith (1991, p. 27) behandelen in hun meta-analyse verschillende verklaringen voor de invloed van een echtscheiding. Zo behandelen ze ook het ouderlijke afwezigheid perspectief. Bij een echtscheiding is er sprake van een vermindering van kwaliteit en kwantiteit van het contact tussen kinderen en de ouder die niet de voogdij heeft. Ook hebben veel ouders die wel de voogdij hebben werk. Met als gevolg dat zij beperkte tijd en energie hebben om te investeren in hun kinderen. Dit kan er voor zorgen dat kinderen tijdens een echtscheiding een vermindering in ouderlijke betrokkenheid, hulp en toezicht ervaren. Dit kan effect hebben op onder andere de schoolprestaties van het kind.

De afwezigheid van ouderlijke betrokkenheid, zou een grotere rol spelen in het verklaren van de afname van schoolprestaties voor kinderen die leven in een alleenstaand vadergezin, dan voor kinderen in een alleenstaand moedergezin (Downey, 1994, p. 144). Onderzoek van Downey (1994, p. 144) laat zien dat alleenstaande vaders voor een grotere mate van economische hulpbronnen zorgen. Alleenstaande moeders zorgen daarentegen voor een grotere mate van interpersoonlijke hulpbronnen, zoals de tijd nemen om met het kind te praten over zijn school of ouderlijke betrokkenheid bij de school van het kind.

Aan de hand van de bovenstaande kennis kan de volgende hypothese opgesteld worden:

H3: Het effect van ouderlijke betrokkenheid, op de schoolprestaties van kinderen, neemt af na een echtscheiding en is sterker voor het moedergezin.

3.4 Economisch kapitaal

Het economisch nadeelperspectief gaat er vanuit dat een echtscheiding zorgt voor een

vermindering in de levensstandaard van alleenstaande moedergezinnen, vaak komen zij onder de armoedegrens. Dit perspectief gaat er vanuit dat het eerder het gebrek aan economisch kapitaal is, dat verantwoordelijk is voor het lagere welzijn bij een echtscheiding, dan het soort gezin waarin een kind leeft. In een arm gezin kan een moeder niet in staat zijn privé lessen, boeken, computers of andere middelen die kinderen kunnen helpen om beter te presteren op school, te betalen (Amato en Keith 1991, p. 27).

In de meta-analyse van Amato en Keith is de studie van Guidubaldi et al. (1983) beschreven. Deze studie concludeert dat het inkomen verantwoordelijk is voor een

aanzienlijke proportie in de variantie in de schoolprestaties van kinderen die te maken hebben met een echtscheiding. Echter blijven kinderen waarvan de ouders gescheiden zijn, na het

gelijkstellen voor inkomen, volgens deze studie nog steeds lager scoren dan kinderen die leven in een intact tweeoudergezin (Amato en Keith, 1991, p. 38).

Volgens McLanahan en Sandefur (1994, p. 33) zorgt het verlies van gezinsinkomen voor een verlaging van de kwaliteit van de school waar ze naar toe gaan, wat zorgt voor een vermindering in schoolprestaties. Wanneer ouders een hoger inkomen hebben, kunnen zij bijvoorbeeld hun kinderen naar privé scholen sturen. Maar ouders met een lager inkomen hebben minder opties. Zij kunnen mogelijk geen bijlessen of een zomerkamp betalen. Terwijl dit er juist voor zou zorgen dat kinderen meer vaardigheden leren en is daarnaast een

stimulering voor de groei van de intelligentie van een kind.

Onderzoek van Downey (1994, p. 144) laat zien dat economische hulpbronnen een grotere rol spelen in het verklaren van de schoolproblemen van kinderen in alleenstaande moedergezinnen dan voor kinderen in alleenstaande vadergezinnen. Alleenstaande moeders zorgen voor een grotere mate van interpersoonlijke hulpbronnen, terwijl alleenstaande vaders zorgen voor een grotere mate van economische hulpbronnen.

De afname van economisch kapitaal, als gevolg van een echtscheiding, lijkt een negatief effect te hebben op de schoolprestaties van een kind in een eenoudergezin. Dit effect is volgens Downey (1994, p. 144) groter voor alleenstaande moedergezinnen. Uitgaande van de bovenstaande kennis zijn de volgende hypotheses opgesteld:

H4: Het effect van gezinsinkomen, op de schoolprestaties van kinderen, neemt af na een echtscheiding en is sterker voor een moedergezin.

3.3 Cultureel kapitaal

Het begrip cultureel kapitaal bestaat volgens Bourdieu uit drie verschillende vormen. De eerste vorm is de belichaamde staat, deze verwijst naar “de duurzame disposities van het organisme” (Van Eijck & Kraaykamp, 2009, p. 179). Het is een soort eigendom dat een

eigenschap van een persoon wordt, een habitus. Dit is niet zoals geld, niet direct overdraagbaar. De tweede vorm is de geobjectiveerde staat, dit is in de vorm van

cultuurgoederen zoals schilderijen, boeken, instrumenten enzovoort. De derde vorm is de geïnstitutionaliseerde staat. Deze heeft met name betrekking op onderwijsdiploma’s (Van Eijck & Kraaykamp, 2009, pp. 180-182).

De mate waarin een kind beschikt over cultureel kapitaal is van belang voor een succesvolle schoolloopbaan. Doordat het onderwijs dezelfde cultuur zou hebben als de kinderen van een hogere sociale herkomst, hebben deze kinderen minder moeilijkheden om met de leerstof en de manier waarop die gepresenteerd wordt mee te komen. Terwijl kinderen van een lagere herkomst met minder cultureel kapitaal, niet beschikken over deze cultuur en dus meer moeilijkheden zouden hebben (Graaf, 1985, p. 347).

Volgens Dronkers & De Lange (2012, p. 212) zorgt het vertrek van één van beide ouders uit het gezin, voor een verslechtering van de schoolprestaties van kinderen. Dit als gevolg van een afname van culturele en sociale hulpbronnen.

Er is beperkt onderzoek naar het effect van cultureel kapitaal op de invloed van een echtscheiding op schoolprestaties. Wat duidelijk is, is dat er een invloed lijkt te zijn van de mate van cultureel kapitaal op schoolprestaties. Het is niet duidelijk of er door een

echtscheiding sprake is van een vermindering in cultureel kapitaal of wat er gebeurt tijdens een scheiding met de invloed van cultureel kapitaal op schoolprestaties. Ook is het niet duidelijk of het effect van cultureel kapitaal verschilt voor een vadergezin en een moedergezin.

Uit de literatuur komt naar voren dat het effect van zowel ouderlijke betrokkenheid als economisch kapitaal wel verschilt voor een vadergezin en een moedergezin. Voor cultureel kapitaal lijkt hier nog niet naar gekeken te zijn. Daarom zal er in dit onderzoek gekeken worden of het effect van cultureel kapitaal verschilt tussen een vadergezin en een

moedergezin en zullen de bevinding van Dronkers & De Lange aangenomen worden. Uit deze bevinding kan de volgende hypothese opgesteld worden:

H5: Het effect van cultureel kapitaal, op de schoolprestaties van kinderen, neemt af na een echtscheiding en die afname is verschillend voor een vader- en een moedergezin.

4. Methoden en operationalisering

4.1 Data

De data die gebruikt zal worden voor dit onderzoek is afkomstig uit de Programme for International Student Assessment (PISA). PISA doet sinds 2000 elke drie jaar onderzoek onder 15-jarigen in de vakken wiskunde, lezen en natuurwetenschappen. Hiervoor trekken ze een representatieve steekproef van scholen en de leerlingen daarbinnen. PISA wil vaststellen in hoeverre het onderwijsstelsel in een bepaald land zorgt voor zelfstandige burgers. Het aantal landen dat mee doet is nu 71, dit aantal groeit nog steeds (Centraal Instituut voor Toets Ontwikkeling, 2017).

De gehele test van PISA zou voor een leerling 270 minuten duren. Omdat dit de leerling te veel zou belasten en er niet te veel tijd verloren mag gaan van het normale schoolprogramma, maakt elke leerling maar een gedeelte van de gehele test. De test duurt daardoor in totaal twee uur. Dit is inclusief voorbereidingstijd voor bijvoorbeeld het uitdelen van de testboekjes. Om toch een score te verkrijgen van elke leerling voor de gehele test, maakt PISA gebruik van ‘Plausible values’ (Davier, Gonzalez & Mislevy, 2012, pp. 10-11). Er worden per leerling vijf plausible scores berekend. Dit gebeurd aan de hand van ‘Item Response Modeling’. Aan de hand van deze vijf scores wordt er een schatting gemaakt voor alle opgaven, terwijl er slechts een gedeelte van de opgaven gemaakt is door de leerlingen (Dronkers & De Lange, 2012, p. 21).

In de test worden ook persoonlijke vragen gesteld over bijvoorbeeld hun woonsituatie en over de ouders van de leerling. Om meer inzicht te verkrijgen in de leefsituatie van de leerling is er ook een ouderlijke vragenlijst. Alleen is deze niet afgenomen in Nederland en dus niet beschikbaar voor dit onderzoek. Dit heeft als gevolg dat er alleen gebruikgemaakt kan worden van resultaten van de studentenvragenlijst.

Er is gebruiktgemaakt van de data uit 2012, dit was na de data uit 2015 de meest recente. De data uit 2015 is niet geschikt, omdat deze de vraag naar het type gezin van de leerling mist. De gehele dataset van PISA bestaat uit 480174 respondenten, hieruit zijn alleen de Nederlandse respondenten gebruikt, waardoor in eerste instantie 4460 respondenten overbleven. Alleen de respondenten die op alle gebruikte vragen voor dit onderzoek een antwoord gegeven hebben, zijn mee genomen. Dus van de 4460 respondenten, zijn er uiteindelijk 2512 respondenten overgebleven. In tabel 1 is zijn de missende casussen per variabele weergeven.

Er is een ongeveer gelijke man/vrouw verdeling, 48,7% is vrouw. De grootste groep leerlingen leeft in een tweeoudergezin, dit is 88,7%. De data bevat een ongelijke verdeling als het gaat om etniciteit. 81% van de respondenten is autochtoon en 19% van de respondenten allochtoon. De tweede groep zijn de leerlingen die leven bij alleen hun moeder, dit zijn 10% van de leerlingen. De kleinste groep zijn de leerlingen die leven bij hun vader, dit zijn 1,3% van de leerlingen.

4. 2 Variabelen

In tabel 1 zijn de descripties weergegeven van zowel de afhankelijke als onafhankelijke variabelen. De afhankelijke variabele is de variabele die de schoolprestaties weergeeft. Er is gekozen om alleen te kijken naar de prestaties op wiskunde (PV1MAPI). Er is namelijk geen variabele die een gemiddelde score geeft op alle drie de vakken samen. En het gemiddelde nemen van de drie vakken lijkt ook niet betrouwbaar, deze resultaten zijn namelijk al gebaseerd op een schatting. Het gemiddelde voor de wiskunde score is 532,28 (SD = 1,94), met een minimum van 174,96 en een maximum van 901,47.

Tabel 1: Beschrijvende statistiek

Mimimum maximum Mean SD Missing N

Score wiskunde 174,957 901,472 533,540 1,923 0 2512 Tweeoudergezin 0 1 88,65% 0,006 256 2512 Vadergezin 0 1 1,27% 0,002 256 2512 Moedergezin 0 1 10,07% 0,006 256 2512 Gender (vrouw=1) 0 1 48,7% 0,010 0 2512 Etniciteit (allochtoon=1) 0 1 19,0% 0,008 48 2512 Economisch kapitaal 0 11 10,251 0,020 236 2512 Cultureel kapitaal 0 3 1,231 0,195 290 2512 Ouderlijke betrokkenheid 0 20 1,006 0,359 1694 2512

De belangrijkste onafhankelijke variabele is het type gezin waarin een kind woont. Deze variabele is afkomstig uit de vraag ‘who lives at home with you’, waarbij er zes antwoordmogelijkheden zijn. Voor elke keuzemogelijkheid zit er een aparte variabele in de dataset. In dit onderzoek is er alleen gekeken naar ‘Mother (including stepmother or foster mother)’ en ‘Father (Including stepfather or foster father)’. Hiermee is de vergelijking gemaakt tussen tweeoudergezinnen, waarbij het kind bij zowel de vader als de moeder leeft, en eenoudergezinnen. Eenoudergezin is opgesplitst in ‘Vadergezin’, wat wil zeggen dat het kind alleen leeft bij de vader, en ‘Moedergezin’ waarbij het kind alleen leeft bij de moeder. Doordat PISA ervoor gekozen heeft om geen onderscheid te maken tussen biologische ouders en stiefouders, kan hier in dit onderzoek ook geen onderscheid tussen gemaakt worden.

Om een onderscheid te kunnen maken tussen de drie typen gezinnen (tweeoudergezin, vadergezin en moedergezin), zijn er drie nieuwe dummy variabelen gecreëerd. De variabelen ‘At home-father (ST11Q02)’ en ‘At home-mother(ST11Q01)’ zijn samengevoegd zodat er drie nieuwe dummy variabelen uit af konden worden geleid. De eerste variabele is

0,8865). Ten tweede is er de variabele ‘vadergezin’, deze variabele bevat 1,27% (mean=0,0127) van de leerlingen, en is hiermee de kleinste groep. Als laatste is er de variabele ‘Moedergezin’, deze variabele bevat 10,00% (mean=0,10) van de leerlingen.

0,8% van de respondenten gaven aan bij geen van beide ouders te leven. Doordat dit een klein percentage is van het gehele aantal respondenten en omdat het niet een type gezin is dat in dit onderzoek onderzocht wordt, is er voor gekozen deze groep als missende casussen te coderen.

4.2.1 Ouderlijke betrokkenheid

Zoals eerder vermeld is de ouderlijke vragenlijst niet uitgevoerd in Nederland. Daarom is dit onderzoek beperkt tot het gebruiken van de Studentenvragenlijst voor het meten van de ouderlijke betrokkenheid. Er is gekozen voor een deelvraag van de vraag ‘Thinking about all school subjects: on average, how many hours do you spend each week on the following?’. Hierbij moest de leerling bij zes deelvragen aangeven hoeveel uur in de week hij of zij gemiddeld aan de genoemde activiteit tijd besteed.

Bij de gebruikte deelvraag ‘Study with a parent or other family member’ moest de leerling aangeven hoeveel tijd hij of zij met een ouder of ander familielid studeerd. In dit onderzoek wordt een hoog aantal uren van studeren met een ouder gezien als een hoge mate van ouderlijke betrokkenheid. De variabele heeft de naam ‘Ouderlijke betrokkenheid’. Het gemiddelde van de ouderlijke betrokkenheid is 1, waarbij de minimum score 0 uur is en de maximum score 20 uur.

4.2.2 Economisch Kapitaal

Zoals eerder vermeld is de ouderlijke vragenlijst afgenomen in Nederland, met als gevolg dat de vraag naar het maandelijkse gezinsinkomen niet beschikbaar is. Daarom is er voor het meten van het economisch kapitaal gekozen voor de vraag ‘Which of the following are in your home?’. Hierbij kon de leerling bij veertien materiële producten aangeven of deze wel

(Yes=1) of niet (No=0) in zijn huis aanwezig zijn. Elke van deze veertien opties heeft een eigen variabele in de dataset. Van deze veertien antwoordmogelijkheden zijn er elf

mogelijkheden gebruikt om het economische kapitaal te meten. De elf mogelijkheden zijn: ‘A desk to study at’, ‘A room of your own’, ‘A quiet place to study’, ‘A computer you can use for school work’, ‘Educational software’, ‘ A link to the Internet’, ‘Books to help with your school work’, ‘Technical reference books’, ‘A dictionary’, ‘A dishwasher’ en ‘A DVD player’. Voor elke ‘Yes’ kreeg de leerling één punt en bij elke ‘No’ nul punten. De verschillende antwoordmogelijkheden zijn bij elkaar opgeteld zodat er een totaalscore beschikbaar is. Hierbij is een hoge score een teken van veel materiële producten, oftewel een hoge mate van economisch kapitaal. Het gemiddelde van het economisch kapitaal is 10,25, waarbij 0 de minimum score is en 11 de maximum score.

4.2.3 Cultureel kapitaal

De variabele cultureel kapitaal en is gecreëerd aan de hand van de eerder genoemde vraag ‘Which of the following are in your home?’. Van de veertien materiele producten zijn er drie gebruikt om het culturele kapitaal te meten, namelijk ‘Classic literature (e.g. Shakespeare)’, ‘ Books of poetry’ en ‘Works of art (e.g. paintings)’. Zoals hierboven beschreven is kon de leerling aan kruizen of ze ja (Yes=1) of nee (No=0) thuis aanwezig waren. Ook deze

van cultureel kapitaal. Het gemiddelde van het culturele kapitaal bij leerlingen is 1,23, waarbij de minimum score 0 is en de maximum score 3.

4.3 Controlevariabelen 4.3.1 Gender

Onderzoek laat zien dat in Amerika op de kleuterschool er geen verschil lijkt te zijn in de wiskunde prestaties tussen mannen en vrouwen. Echter blijken mannen aan het einde van de middelbare school, in het algemeen hoger te scoren op wiskunde toetsen dan vrouwen (Robinson, Lubienski, 2011, p. 294). Het onderzoek van van Langen, Bosker & Dekkers (2006, p. 165) laat zien dat ook in Nederland de prestaties van vijftienjarige vrouwen op wiskunde lager zijn dan die van mannen.

De variabele ‘Gender’ is toegevoegd om te controleren of er in dit onderzoek mogelijk een effect is van het geslacht van de leerling op zijn schoolprestaties. De variabele ‘geslacht’ is gedummificeerd naar 1 dummy (respondent is vrouw). Waarbij de waarde 1 staat voor vrouw, en de waarde 0 staat voor man. De variabele heeft de naam ‘Gender (vrouw=1)’ en heeft een gemiddelde van 0,487. Dit wel zeggen dat 48,7% van de leerlingen een vrouw is, en 52,3% van de leerlingen een man.

4.3.2 Etniciteit

Volgens Kalmijn & Kraaykamp (2003, p. 265) scoren de kinderen van immigranten in Nederland gemiddeld een lager schoolniveau dan autochtone kinderen. Dit verschil ontstaat volgens Pels & Veenman (1966, p. 131) door het verschil in de ontwikkeling in de

voorschoolse periode. Met als gevolg dat allochtone kinderen in het eerste jaar van het basisonderwijs al een achterstand hebben, ten opzichte van autochtone kinderen. Dit verschil verdwijnt in de latere jaren in het onderwijs niet.

De variabele ‘etniciteit’ is toegevoegd om te controleren of er in dit onderzoek mogelijk een effect is van de etniciteit van de leerling op zijn schoolprestaties In de

oorspronkelijke PISA dataset zijn drie vragen aanwezig, namelijk ‘In what country were you and your parents born?’ Deze vraag bestaat uit drie variabelen in de dataset, namelijk ‘Country of Birth – Self’, ‘Country of Birth – Mother’ en Country of Birth – Father’. Hierbij is het geboren zijn in Nederland 1 punt en niet in Nederland geboren zijn 0 punten. De drie variabelen, uit de oorspronkelijke data set, zijn samengevoegd om een variabele te creëren die laat zien of het kind autochtoon of allochtoon is. Wanneer een leerling drie punten scoort, wat wil zeggen dat zowel de moeder, als de vader, als hijzelf in Nederland geboren is, werd hij of zij autochtoon genoemd. Wanneer het kind 2 punten of minder heeft (2, 1 of 0) werd deze allochtoon genoemd. Deze variabele is gedummificeerd waarbij 1 staat voor ‘allochtoon’ en 0 voor ‘autochtoon’.

De naam van de variabele is ‘allochtoon’. Doordat etniciteit in dit onderzoek geen grote rol speelt is er niet gekeken naar het verschil in generaties tussen allochtonen. Het gemiddelde van de variabele is 0,19, wat wil zeggen dat 19% van de leerlingen allochtoon is, en 81% autochtoon.

5. Resultaten

De in hoofdstuk 3 geformuleerde hypotheses worden aan de hand van OLS

regressiemodellen getoetst. Zowel het effect van een echtscheiding op de schoolprestaties (wiskunde) van kinderen, als de mogelijke rol van ouderlijke betrokkenheid, economisch en cultureel kapitaal hierin, zijn geschat. Daarbij is er gecontroleerd voor gender en etniciteit. Tabel 2 en 3 geven de resultaten van acht regressiemodellen weer.

Om hypothesen 1 en 2 te toetsen zijn de schoolprestaties (afhankelijke) en het type gezin opgenomen in model 1 (Tabel 2). Ook zijn de controle variabelen gender en etniciteit opgenomen. Model 1 toont een significant negatief verband tussen het type gezin en

schoolprestaties. Het model heeft een constante van 547,179. Het negatieve effect van het vadergezin is b=-52,101, p<0,01. Het negatieve effect van het moedergezin is b=-16,796, p<0,01. Het model met alleen het type gezin, verklaart 3,6% van de variantie in

schoolprestaties, R2_{= 0,036. De resultaten zijn in lijn met de eerste hypothese, deze kan in} eerste instantie aangenomen worden. Echter zijn de resultaten niet in lijn met de tweede hypothese. Er is namelijk in dit model wel een verschil gevonden tussen de schoolprestaties van kinderen die leven in een vadergezin en kinderen die leven in een moedergezin. De tweede hypothese zal dus verworpen moeten worden.

Echter, door in model 2 (Tabel 2) de variabelen ouderlijke betrokkenheid, economisch en cultureel kapitaal toe te voegen, wordt het effect van moedergezin weg verklaart. Het effect blijft negatief en dus in lijn met de eerste hypothese, maar is niet langer significant, b=-10,372. Het vadergezin houdt daarentegen wel een negatief significant effect, b=-53,603, p<0,01. De verklaarde variantie neemt in dit model met 7,5% toe, R2=0,111. Het positieve effect van economisch kapitaal is b=12,307, P<0,001. Het positieve effect van cultureel kapitaal is b=13,916, p<0,001. Ouderlijke betrokkenheid laat een negatief effect zien, b=-9,981, p<0,001. De resultaten zijn nog steeds in lijn met de eerste hypothese, echter is het

effect voor het moedergezin niet langer significant. Hiermee zal ook de eerste hypothese verworpen moeten worden.

In model 3,4 en 5 (Tabel 2) zijn de variabelen economisch kapitaal (model 3), cultureel kapitaal (model 4) en ouderlijke betrokkenheid (model 5) individueel toegevoegd. Hieruit blijkt dat het effect van moedergezinnen weg te verklaren valt door het economisch kapitaal. Alleen in model drie is de variabele ‘moedergezin’ niet langer significant, b= -9,481.

Tabel 2: Regressieanalyse van invloeden op schoolprestaties

Model 1 Model 2 Model 3 Model 4 Model 5

b (SE) b (SE) b (SE) b (SE) b (SE)

Constante 547,179*** (2,854) 413,789*** (19,211) 386,862*** (2,975) 528,557*** (3,596) 556,182*** (19,524) Gender (man=0) -7,752* (3,781) -11,066** (3,654) -8,850* (3,733) -11,215** (3,753) -7,218 (3,720) Etniciteit (autochtoon=0) -39,449*** (4,841) -33,474*** (4,669) -37,059*** (4,785) -38,150*** (4,779) -36,636*** (4,773) Vadergezin -52,101** (16,865) -53,603** (16,203) -50,556** (16,643) -51,823** (16,640) -54,920** (16,579) Moedergezin -16,796** (6,318) -10,372 (6,135) -9,481 (6,296) -13,459* (6,246) -18,940** (6,220) Economisch kapitaal 12,307*** (1,888) 15,574*** (16,643) Cultureel kapitaal 13,916*** (1,939) 16,028*** (1,925) Ouderlijke betrokkenheid -9,981*** (1,014) -9,493*** (1,037) R2 0,036 0,111 0,062 0,062 0,067 N 2512 2512 2512 2512 2512 Note:*p<0,05, **p<0,01, ***p<0,001

Om hypothese drie te testen zijn in model zes (Tabel 3) de interactievariabelen tussen zowel het vader als het moedergezin en ouderlijke betrokkenheid toegevoegd. De variantie in dit model kan voor 11,2% verklaard worden door de onafhankelijke variabelen (R2= 0,112). Ouderlijke betrokkenheid heeft een negatief significant effect van 10,271 (b=-10,271,

negatief effect van -13,131. Voor een kind dat in een vadergezin leeft geldt, elke hoeveelheid meer in ouderlijke betrokkenheid leidt tot een daling van (10,271 + - 13,131 =) -2,86 van zijn of haar schoolprestaties. De interactievariabele tussen een moedergezin en ouderlijke

betrokkenheid heeft een positief effect van 4,056. Voor een kind dat in een moedergezin leeft geldt, elke hoeveelheid meer in ouderlijke betrokkenheid leidt tot een verhoging van (10,271 + 4,056 =) 14,327 van zijn of haar schoolprestaties.

De bovenstaande resultaten zijn niet in lijn met de hypothese. Alleen voor het vadergezin is er sprake van een daling van het effect van ouderlijke betrokkenheid op schoolprestaties. Voor het moedergezin neemt dit effect juist toe. Er is dus ook niet sprake van een sterker afnemend effect van het vadergezin ten opzichte van het moedergezin. Ook zijn beide interactievariabelen niet significant. Daardoor kan de derde hypothese niet worden aangenomen.

Om hypothese vier te testen zijn in model zeven (Tabel 3) de interactievariabelen tussen zowel het vader als het moedergezin en economisch kapitaal toegevoegd. De variantie in dit model kan voor 11,4% verklaard worden door de onafhankelijke variabelen (R2= 0,114). Economisch kapitaal heeft een positief significant effect van 11,085 (b=11,085, p<0,001). De interactie variabele tussen het vadergezin en het economisch kapitaal heeft een negatief effect van -41,308. Voor een kind dat in een vadergezin leeft geldt, elke hoeveelheid meer in economisch kapitaal leidt tot een daling van (11,085 + - 41,308 =) 30,223 van zijn of haar schoolprestaties. De interactie variabele tussen het moedergezin en het economisch kapitaal heeft een positief effect van 7,175. Voor een kind dat in een moedergezin leeft geldt, elke hoeveelheid meer in economisch kapitaal leidt tot een verhoging van (11,085 + 7,175 =) 18,260 van zijn of haar schoolprestaties.

De bovenstaande resultaten zijn niet in lijn met de hypothese, alleen voor een vadergezin is er sprake van een daling van het effect van het gezinsinkomen op de

schoolprestaties van een kind. Voor een moedergezin neemt dit effect zelfs toe. Er is dus ook niet sprake van een sterker afnemend effect van het moedergezin ten opzichte van het

vadergezin. Ook zijn beide interactievariabelen niet significant. Daardoor kan hypothese vier niet worden aangenomen.

Om hypothese vijf te testen zijn in model acht de interactievariabelen tussen zowel het vader als het moedergezin en cultureel kapitaal toegevoegd. De variantie in dit model kan voor 11,2% verklaard worden door de onafhankelijke variabelen (R2= 0,112). Cultureel kapitaal heeft een positief significant effect van 13,539 (b=13,539, p<0,001). De

interactievariabele tussen het vadergezin en het cultureel kapitaal heeft een positief effect van 7,792. Voor een kind dat in een vadergezin leeft geldt, elke hoeveelheid meer in cultureel kapitaal leidt tot een verhoging van (13,539 + 7,792 =) 21,331 van zijn of haar

schoolprestaties. De interactievariabele tussen het moedergezin en het cultureel kapitaal heeft een positief effect van 3,376. Voor een kind dat in een moedergezin leeft geldt, elke

hoeveelheid meer in cultureel kapitaal leidt tot een verhoging van (13,539 + 3,376 =) 16,915 van zijn of haar schoolprestaties.

De bovenstaande resultaten zijn niet in lijn met de hypothese. Voor zowel een vader als een moedergezin is er geen sprake van een afname van het effect van cultureel kapitaal op de schoolprestaties van kinderen. Het neemt juist toe. Ook is er dus geen verschil gevonden in afname tussen een vader en een moedergezin. Ook zijn beide interactievariabelen niet

Tabel 3: Regressieanalyse van invloeden op schoolprestaties

Model 6 Model 7 Model 8

b (SE) b (SE) B (SE)

Constante 414,281*** (19,249) 426,291*** (21,566) 415,039*** (19,359) Gender (man=0) -11,186** (3,655) -10,957** (3,653) -11,082** (3,655) Etniciteit (autochtoon=0) -33,327*** (4,671) -33,999*** (4,670) -33,402*** (4,672) Vadergezin -43,855* (20,471) 367,137 (227, 328) -63,128* (25,691) Moedergezin -13,872* (6,909) -81,263 (45,243) -13,985 (9,327) Economisch kapitaal 12,293*** (1,890) 11,085*** (2,112) 12,231*** (1,895) Cultureel kapitaal 13,899*** (1,939) 14,001*** (1,938) 13,539*** (2,026) Ouderlijke betrokkenheid -10,271*** (1,062) -9,968*** (1,014) -9,981*** (1,015) Vadergezin*Economisch kapitaal -41,308 (22,253) Moedergezin*Economisch kapitaal 7,175 (4,524) Vadergezin*Cultureel Kapitaal 7,792 (16,343) Moedergezin*Cultureel Kapitaal 3,376 (6,607) Vadergezin*Ouderlijke betrokkenheid -13,131 (16,654) Moedergezin*Ouderlijke betrokkenheid 4,056 (3,660) R2 _{0,112 0,114 0,112} N 2512 2512 2512 Note:*p<0,05, **p<0,01, ***p<0,001

6. Conclusie

Het doel van dit onderzoek was vast te stellen wat de invloed is van een echtscheiding op de schoolprestaties van kinderen, en te kijken wat de rol van ouderlijke betrokkenheid, economisch en cultureel kapitaal hierin is. De onderzoeksvraag voor dit onderzoek was: Wat is de invloed van een echtscheiding op de schoolprestaties van kinderen en welke rol hebben ouderlijke betrokkenheid, economisch en cultureel kapitaal hierin?

Deze onderzoeksvraag wordt beantwoord aan de hand vijf deelvragen. De eerste deelvraag was: Is er een verschil in de schoolprestaties tussen kinderen die leven in een eenoudergezin en kinderen die leven in een tweeoudergezin? Model 1 liet zien dat er een verschil is tussen de schoolprestaties van kinderen die leven in een eenoudergezin en kinderen die leven in een tweeoudergezin. Echter is dit effect voor het moedergezin, door de variabele economisch kapitaal aan het model toe te voegen, weg verklaard. Er lijkt dus alleen een verschil te zijn in de schoolprestaties van kinderen tussen een tweeoudergezin en een vadergezin.

De tweede deelvraag was: Is er een verschil in de schoolprestaties tussen kinderen die leven in een vadergezin en kinderen die leven in een moedergezin? Het negatieve effect van het leven in een vadergezin, was groter dan negatieve effect voor het leven in een

moedergezin. Echter was het moedereffect niet significant, waardoor er alleen significant negatief effect gevonden is voor het vadergezin. Er kan daardoor ook geen vergelijking gemaakt worden tussen het vader en moedergezin.

De derde deelvraag was: Heeft echtscheiding een effect op de relatie tussen ouderlijke betrokkenheid en de schoolprestaties van kinderen? Er is geen significant effect gevonden van een echtscheiding op de relatie tussen ouderlijke betrokkenheid en schoolprestaties.

schoolprestaties van kinderen die leven een tweeoudergezin. Er is in dit effect geen significant verschil gevonden tussen een twee- en eenoudergezin.

De vierde deelvraag was: Heeft echtscheiding een effect op de relatie tussen economisch kapitaal en de schoolprestaties van kinderen? Er is geen significant effect

gevonden van een echtscheiding op de relatie tussen economisch kapitaal en schoolprestaties. Economisch kapitaal heeft in dit onderzoek een significant positief effect op de

schoolprestaties van kinderen die leven een tweeoudergezin. Er is in dit effect geen significant verschil gevonden tussen een twee- en eenoudergezin.

Ten slotte was de laatste deelvraag: Heeft echtscheiding een effect op de relatie tussen cultureel kapitaal en de schoolprestaties van kinderen? Er is geen significant effect gevonden van een echtscheiding op de relatie tussen cultureel kapitaal en schoolprestaties. Cultureel kapitaal heeft in dit onderzoek een significant positief effect op de schoolprestaties van

kinderen die leven in een tweeoudergezin Er is in dit effect geen significant verschil gevonden tussen een twee- en eenoudergezin.

De bevinding van Jeynes (2005, p. 114) als Pong, Dronkers en Hampden-Thompson (2003, p. 694) dat het leven in een tweeoudergezin een positieve invloed heeft op de

schoolprestaties van een kind, lijkt voor een gedeelte bevestigd. Een kind in een tweeoudergezin lijkt significant beter te presteren ten opzichte van een kind in een vadergezin. Er is geen significant effect gevonden voor het leven in een moedergezin.

Een verklaring voor de afwezigheid van dit effect kan zijn dat doordat er in de afgelopen decennia sprake is van een toename van het aantal alleenstaande moedergezinnen, de effecten van het opgroeien in een moedergezin minder ernstig zijn worden (Dronkers en de Lange, 2012, p. 215). Wanneer het steeds normaler is om op te groeien in moedergezin, zal het ook meer geaccepteerd worden in de samenleving. Vroeger werden kinderen van gescheiden ouders gezien als anders, terwijl zij tegenwoordig, door de hoeveelheid andere

kinderen met gescheiden ouders, minder afwijken van kinderen uit tweeoudergezinnen. Zo kan een echtscheiding door de normalisering beter bespreekbaar zijn op scholen, en kan er extra aandacht besteed worden aan deze kinderen. Dus wanneer volgens Dronkers en De Lange (2012, p. 216) dit effect voornamelijk veroorzaakt wordt door de afwijkende positie die een moedergezin heeft, zou een toename van het aantal moedergezinnen het negatieve effect op schoolprestaties moeten verkleinen.

Downey (1994, p. 144) stelde dat er geen verschil is tussen de schoolprestaties van kinderen in een vadergezin als moedergezin. Hiervoor is geen bevestiging gevonden voor de Nederlandse situatie.

Het negatieve effect van ouderlijke betrokkenheid op de schoolprestaties is opvallend omdat volgens Jeynes (2005, p. 100) dit juist positief zou moeten zijn. Een mogelijke

alternatieve verklaring hiervoor zou kunnen zijn dat er meer sprake is van ouderlijke hulp bij bijvoorbeeld het huiswerk, wanneer het kind het niet goed doet op school (Sui-Chu & Willms, 1996, p. 129). Ook is er geen significant effect gevonden van een echtscheiding op de relatie tussen ouderlijke betrokkenheid en schoolprestaties. Het ouderlijke afwezigheid perspectief van Amato en Keith (1991, p. 27) is in dit onderzoek dus niet terug te zien. Een mogelijke afname van ouderlijke betrokkenheid als gevolg van een echtscheiding, met als gevolg een afname contact met de ouder en beperkte tijd en energie om te investeren in het kind, lijkt in dit onderzoek geen effect te hebben op de schoolprestaties van kinderen.

De bevindingen uit dit onderzoek over de relatie tussen economisch kapitaal en de schoolprestaties van kinderen bevestigen de theorie van McLanahan en Sandefur (1994, p. 33),waarbij economisch kapitaal er onder andere voor kan zorgen dat een ouder bijles voor het kind kan betalen. Toch is het economisch nadeelperspectief van Amato en Keith (1991, p. 27) niet terug te zien in de resultaten. Een mogelijke vermindering van economisch kapitaal,

als gevolg van een echtscheiding, heeft voor zowel het vader- als moedergezin geen effect op de schoolprestaties van kinderen.

De reproductiethese van Bourdieu lijkt in dit onderzoek bevestigd. Het hebben van cultureel kapitaal heeft een significant positief effect op de schoolprestaties van kinderen. Echter zijn de bevindingen van Dronkers & De Lange niet bevestigd. Een mogelijke afname van cultureel kapitaal, als gevolg van een echtscheiding, heeft geen effect op de

schoolprestaties van kinderen.

Een echtscheiding heeft in dit onderzoek geen invloed op de relatie tussen ouderlijke betrokkenheid en schoolprestaties, economisch kapitaal en schoolprestaties en cultureel kapitaal en schoolprestaties. Een alternatieve verklaring voor de invloed van scheiding op de schoolprestaties van kinderen is het ouderlijk conflict perspectief. Dit perspectief gaat er vanuit dat een echtscheiding voornamelijk van invloed is op kinderen door de aanwezigheid van een conflict tussen de ouders voor en tijdens de echtscheiding. De verminderde

schoolprestaties van kinderen in alleenstaande oudergezinnen zouden dus komen door een conflict tussen de ouders (Amato en Keith, 1991, p. 27).

Concluderend kan er worden gesteld dat er een (kleine) negatieve invloed is van een echtscheiding op de schoolprestaties van kinderen die leven in een vadergezin. Voor

ouderlijke betrokkenheid is er een negatief effect gevonden op de schoolprestaties van kinderen in een tweeoudergezin. Voor economisch en cultureel kapitaal is er een positief effect gevonden. Er is geen verschil gevonden in deze effecten tussen een twee- en een

eenoudergezin. Er is dus in dit onderzoek geen rol voor ouderlijke betrokkenheid, economisch of cultureel kapitaal in het verschil in schoolprestaties tussen twee- en eenoudergezinnen.

7. Discussie

Voor dit onderzoek zijn er verschillende punten die besproken moeten worden.

Een eerste beperking van dit onderzoek is dat er geen onderscheid gemaakt wordt tussen een biologische ouder, een stiefouder of een pleegouder. Dit had als gevolg dat er in dit onderzoek ook geen onderscheid gemaakt kon worden tussen de verschillende typen ouders in zowel tweeoudergezinnen als eenoudergezinnen. Ook kon er daardoor geen onderscheid gemaakt worden tussen een eenoudergezin als gevolg van ouderlijke echtscheiding, niet eerder getrouwde ouder of het overlijden van een ouder. Wanneer dit onderscheid er wel geweest was, had dit mogelijk andere resultaten gegeven.

Een tweede beperking van dit onderzoek is dat er in de data set sprake is van een ongelijke verdeling van de respondenten in de drie typen gezinnen. Het grootste gedeelte van de respondenten, namelijk 88,7% wonen in een tweeoudergezin, 10,1% van de respondenten wonen in een moedergezin en slechts 1,3% woont in een vadergezin. Wanneer het vadergezin en het moedergezin uit meer respondenten zou bestaan, zou dit mogelijk andere resultaten opleveren. Mogelijk was het effect van het leven in een moedergezin of de interactie effecten dan wel significant geweest.

Een derde beperking van dit onderzoek is dat zowel economisch als cultureel kapitaal alleen gemeten zijn aan de hand van materiële bezittingen. De meting zou waarschijnlijk een betere schatting geven wanneer het economisch kapitaal gemeten was aan de hand van het huishoudelijk inkomen. Hetzelfde geldt voor het cultureel kapitaal: wanneer ook de

houdingen, smaak en opleiding gemeten zouden zijn, zou dit waarschijnlijk ook een betere schatting geven. Dit zou andere resultaten weer kunnen geven, en mogelijk zouden de

interactie-effecten met cultureel en economisch kapitaal en het type gezin dan wel significant geweest zijn.

Een vierde beperking van dit onderzoek is dat ouderlijke betrokkenheid alleen gemeten is aan de hand van het aantal uren dat het kind huiswerk maakt met een familie lid. Er is in dit onderzoek geen onderscheid gemaakt in wie dit familielid is dat helpt met

huiswerk maken. Er is van uitgegaan dat dit familielid een ouder is. Ook zou het beter zijn als ouderlijke betrokkenheid gemeten was door middel van meerdere aspecten, zoals

bijvoorbeeld het meten van de aanwezigheid bij activiteiten op school. Wanneer dit onderscheid wel gemaakt zou zijn, en er op meerdere aspecten gemeten zou zijn, zou dit mogelijk andere resultaten geven. Er zou dan mogelijk wel een significant interactie-effect zijn tussen ouderlijke betrokkenheid en het type gezin of mogelijk een positief effect van ouderlijke betrokkenheid op schoolprestaties.

Een vijfde beperking van dit onderzoek is dat de schoolprestaties gemeten zijn aan de hand van één vak, namelijk wiskunde. Het is niet duidelijk of de kinderen die lager scoren op wiskunde, mogelijk niet lager scoren op bijvoorbeeld lezen of wetenschap. Dit zou dan ook interessant zijn voor vervolgonderzoek. Geldt dit verschil in schoolprestaties alleen voor wiskunde, of is dit ook terug te vinden in andere vakken?

In dit onderzoek is er geen effect gevonden van een echtscheiding op de relatie tussen ouderlijke betrokkenheid en schoolprestaties, economisch kapitaal en schoolprestaties en cultureel kapitaal en schoolprestaties. Voor vervolgonderzoek zou het interessant zijn om te kijken of ouderlijk conflict een rol speelt in de verminderde schoolprestaties.

In dit onderzoek is er geen effect gevonden van het leven in een moedergezin op de schoolprestaties van kinderen. Er kon dus niet vastgesteld worden of er een verschil is in schoolprestaties tussen het leven in een vadergezin of het leven in een moedergezin. Mogelijk speelt de eerder genoemde theorie van Dronkers & De lange (2012, p. 215) hierin een rol. Door een toename van het aantal alleenstaande moedergezinnen, nemen de effecten van het leven in een alleenstaand moedergezin af. Dit zou verder onderzoek uit moeten wijzen.

De resultaten bevestigen het onderzoek van Robinson & lubienski (2011, p. 294). Wanneer een respondenten een vrouw is, heeft dit een negatief effect. Het is interessant voor vervolgonderzoek om te onderzoeken wat de mogelijke oorzaak van dit negatieve effect is.

De resultaten laten zien dat etniciteit van invloed is op de schoolprestaties van kinderen. Een allochtone leerling scoort lager op de wiskunde toets, dan een autochtone leerling. Dit komt in overeen met de verwachting van Kalmijn & Kraaykamp, allochtone kinderen hebben inderdaad lagere schoolprestaties dan autochtone kinderen. Of de mogelijke oorzaken die Pels & Veenman (1966, p. 131) noemen, hierin ook een rol spelen zou verder onderzoek uit moeten wijzen.

Wat uit dit onderzoek het duidelijkst naar voren lijkt te komen is dat er een effect is van het leven in een eenoudergezin, met name het leven in een vadergezin, op de

schoolprestaties van kinderen. Kinderen in een tweeoudergezin lijken het beter te doen op school dan kinderen in een alleenstaand vadergezin. Echter blijft het onduidelijk wat het is dat er voor zorgt dat dit effect er is.

8. Bibliografie

Amato, P. R. (2000). The consequences of divorce for adults and children. Journal of

marriage and family, 62(4), 1269-1287.

Amato, P. R., & Keith, B. (1991). Parental divorce and the well-being of children: a meta-analysis. Psychological Bulletin, 110 (1), 26-46.

Centraal Instituut voor Toets Ontwikkeling, (2017). Programme for International Student

Assesment. Verkregen op 16 mei, 2017, via

http://www.cito.nl/Onderzoek%20en%20wetenschap/deelname_int_onderzoek/pisa/

De Volkskrant. (2017). Het is heel gewoon om gescheiden ouders te hebben. Verkegen op 28 Februari, 2017, via http://www.volkskrant.nl/media/-het-is-heel-gewoon-om-gescheiden-ouders-te-hebben~a4450108/?hash=a50c0b588af146efa2b08059aa0f36fdd2e5f677

Downey, D. B. (1994). The school performance of children from mother and single-father families: Economic or interpersonal deprivation?. Journal of family issues, 15(1), 129-147.

Dronkers, J., & de Lange, M. (2012). Is er een toenemende negatieve relatie tussen alleenstaande moedergezinnen en onderwijsprestaties bij stijgende percentages eenoudergezinnen? Een vergelijking van PISA 2000, 2003 en 2009. Tijdschrift voor

Eijck, K. van., & Kraaykamp, G. (2009). De intergenerationele reproductie van cultureel kapitaal in belichaamde, geïnstitutionaliseerde en geobjectiveerde vorm. Mens en

maatschappij, 84(2), 177-206.

Graaf, P. D. (1985). Culturele hulpbronnen en schoolloopbanen in het lager onderwijs. Mens

en Maatschappij, 60(4), 345-365.

Hara, S. R. (1998). Parent involvement: The key to improved student achievement.

School Community Journal, 8, 9-19.

Jeynes, W. H. (2002). Examining the effects of parental absence on the academic

achievement of adolescents: The challenge of controlling for family income. Journal of family and Economic Issues, 23(2), 189-210.

Jeynes, W. H. (2005). Effects of parental involvement and family structure on the academic achievement of adolescents. Marriage & Family Review, 37(3), 99-116.

Kalmijn, M. and G. Kraaykamp. (2003) ‘Drop Out and Downward Mobility in the Educational Career: An Event-history Analysis of Ethnic Schooling Differences in the Netherlands’, Educational Research and Evaluation 9: 265–87.

Langen, A. van., Bosker, R., & Dekkers, H. (2006). Exploring cross-national differences in gender gaps in education. Educational Research and Evaluation, 12(02), 155-177.

McLanahan, S. & Sandefur, G. (1994). Growing up with a single parent: What hurts, what helps. Cambridge: Harvard University Press.

Pels, T., & Veenman, J. (1996). Onderwijsachterstanden bij allochtone kinderen. Het ontbrekende onderzoek. Sociologische gids, 43(2), 131-145.

Pong, S. L., Dronkers, J., & Hampden‐Thompson, G. (2003). Family Policies and Children's School Achievement in Single‐Versus Two‐Parent Families. Journal of marriage and family,

65(3), 681-699.

Robinson, J. P., & Lubienski, S. T. (2011). The development of gender achievement gaps in mathematics and reading during elementary and middle school: Examining direct cognitive assessments and teacher ratings. American Educational Research Journal, 48(2), 268-302.

Spruijt, A. P. (2005). Ouderlijke scheiding en de gevolgen voor kinderen. Tijdschrift van de

Vereniging voor Kinder-en Jeugdpsychotherapie, 32, 37-52.

Sui-Chu, E. H., & Willms, J. D. (1996). Effects of parental involvement on eighth-grade achievement. Sociology of education, 126-141.

Verkuyten, M., & Veenhoven, R. (1988). Welbevinden van kinderen na echtscheiding: Een onderzoek onder adolescenten. Gezondheid & samenleving, 66, 1-19.

9. Bijlagen

* Encoding: UTF-8.

* Omdat er alleen gebruik wordt gemaakt van de data van nederland is *er een variabele aangemaakt om nederland te scheiden van de rest van *de landen zodat de rest er uit gefilterd kan worden.

DATASET ACTIVATE DataSet1.

RECODE CNT ('NLD'=1) (ELSE=2) (ELSE=SYSMIS) INTO Nederland_rest. VARIABLE LABELS Nederland_rest 'Nederland en de rest'.

EXECUTE.

* In deze stap zijn alleen de nederlandse respondenten geselecteert, en de rest verwijderd uit de data set.

USE ALL.

SELECT IF (Nederland_rest = 1). EXECUTE.

*Om te bekijken hoe de gezinssituatie van de respondenten er uit ziet zal er een nieuwe categorie gemaakt worden waarbij

* de variabelen ST11Q01 (at home mother) en ST11Q02 (at home father) bij elkaar opgeteld. Hiervoor zullen eerst de variabelen ST11Q01 en ST11Q02 gehercodeerd worden in nieuwe variabelen

* zodat de waarden veranderd kunnen worden. Bij de nieuwe variabele moeder_ thuis is er gekozen voor 1= ja (leeft bij moeder) 2= nee (leeft niet bij moeder)

* Bij de nieuwe variabele vader_thuis is 5=ja (leeft bij vader) en 8=nee (leeft niet bij vader) door verschillende waarden te geven aan de variabelen, kan er bij de nieuwe variabele, * waarbij de twee variabelen samengevoegd zijn gezien worden welke ouder er thuis leeft. Hierbij staat 6 (1 + 5) voor leeft bij vader en moeder, 9 (1+8) leeft alleen bij moeder, 7 (2 + 5) leeft alleen bij vader,

* en 10 (2+8) leeft bij geen van beide ouders (deze groep zal als missing benoemd worden) RECODE ST11Q01 (1=1) (2=2) (ELSE=SYSMIS) INTO Moeder_thuis.

VARIABLE LABELS Moeder_thuis 'kind leeft bij o.a. moeder'. EXECUTE.

RECODE ST11Q02 (1=5) (2=8) (ELSE=SYSMIS) INTO vader_thuis. VARIABLE LABELS vader_thuis 'kind leeft bij o.a. vader'.

EXECUTE.

* Optellen van beide variabelen

COMPUTE Moedervadervariabelen_samen=Moeder_thuis+vader_thuis. EXECUTE.

* dummy variabelen aanmaken .

RECODE Moedervadervariabelen_samen (9=1) (6=0) (7=0) (ELSE=SYSMIS) INTO Moedergezin.

EXECUTE.

RECODE Moedervadervariabelen_samen (7=1) (6=0) (9=0) (ELSE=SYSMIS) INTO Vadergezin.

EXECUTE.

RECODE Moedervadervariabelen_samen (6=1) (9=0) (7=0) (ELSE=SYSMIS) INTO tweeoudergezin.

VARIABLE LABELS tweeoudergezin 'Kind leeft bij zowel vader als moeder'. EXECUTE.

*Naam veranderd van variabelen:

RENAME VARIABLES (ST35Q04 = Ouderlijke_betrokkenheid2). RENAME VARIABLES (ST35Q05 = Ouderlijke_betrokkenheid3). RENAME VARIABLES (ST27Q01= Ecnomomisch_kapitaal.2.1). RENAME VARIABLES (ST27Q02 = Ecnomisch_Kapitaal.2.2). RENAME VARIABLES (ST27Q03= Economisch_kapitaal2.3). RENAME VARIABLES (ST27Q04= Economisch_kapitaal.2.4). RENAME VARIABLES (ST27Q05= Economisch_kapitaal2.5). RENAME VARIABLES (ST04Q01= Gender).

RENAME VARIABLES (PV1MAPI = wiskunde_score).

** De variabele ST57Q05 die gebruikt wordt om ouderlijke betrokkenheid te meten heeft, deze variabele heeft 1632 variabelen met de code N/A wat wil zeggen niet van toepassing, Deze worden niet als missing gezien, daarom wordt de variabele gehercodeert zodat ook dat missings zijn.

RECODE ST57Q05 (9997=SYSMIS) (9998=SYSMIS) (9999=SYSMIS) (SYSMIS=SYSMIS) (ELSE=Copy) INTO

Ouderlijke_betrokkenheid1.

VARIABLE LABELS Ouderlijke_betrokkenheid1 'Aantal uur huiswerk maken met ouder (of ander familielid)'.

EXECUTE.

*Moedervadervariabelen_samen values toegevoegd: 6=tweeoudergezin, 9=moedergezin, 7=vadergezin, 10=geenvanbeideouders.

VALUE LABELS

Moedervadervariabelen_samen 6 'tweeoudergezin'

7 'vadergezin' 10 'missing'. Execute.

* economisch kapitaal variabelen, aanpassen aan 1 is ja 0 is nee zodat het bij elkaar opgeteld kan worden.

RECODE ST26Q01 (1=1) (2=0) (SYSMIS=SYSMIS) INTO Economisch_kapitaal1.1. EXECUTE.

RECODE ST26Q02 (1=1) (2=0) (SYSMIS=SYSMIS) INTO Economisch_kapitaal1.2. EXECUTE.

RECODE ST26Q03 (1=1) (2=0) (SYSMIS=SYSMIS) INTO Economisch_kapitaal1.3. EXECUTE.

RECODE ST26Q04 (1=1) (2=0) (SYSMIS=SYSMIS) INTO Economisch_kapitaal1.4. EXECUTE.

RECODE ST26Q05 (1=1) (2=0) (SYSMIS=SYSMIS) INTO Economisch_kapitaal1.5. EXECUTE.

RECODE ST26Q06 (1=1) (2=0) (SYSMIS=SYSMIS) INTO Economisch_kapitaal1.6. EXECUTE.

RECODE ST26Q10 (1=1) (2=0) (SYSMIS=SYSMIS) INTO Economisch_kapitaal1.7. EXECUTE.

RECODE ST26Q11 (1=1) (2=0) (SYSMIS=SYSMIS) INTO Economisch_kapitaal1.8. EXECUTE.

RECODE ST26Q12 (1=1) (2=0) (SYSMIS=SYSMIS) INTO Economisch_kapitaal1.9. EXECUTE.

RECODE ST26Q13 (1=1) (2=0) (SYSMIS=SYSMIS) INTO Economisch_kapitaal1.10. EXECUTE.

RECODE ST26Q14 (1=1) (2=0) (SYSMIS=SYSMIS) INTO Economisch_kapitaal1.11. EXECUTE.

*Cultureel kapitaal hercoderen in 1=ja, 0=nee

RECODE ST26Q07 (1=1) (2=0) (SYSMIS=SYSMIS) INTO Cultureel_kapitaal.1.1. EXECUTE.

RECODE ST26Q08 (1=1) (2=0) (SYSMIS=SYSMIS) INTO Cultureel_kapitaal.1.2. EXECUTE.

RECODE ST26Q09 (1=1) (2=0) (SYSMIS=SYSMIS) INTO Cultureel_kapitaal.1.3. EXECUTE.

RECODE ST57Q04 (9997=SYSMIS) (9999=SYSMIS) (9998=SYSMIS) (ELSE=COPY) INTO Economisch_kapitaal3.

EXECUTE.

*Totaal economisch kapitaal per respondent

COMPUTE Economischkapitaaltotaal=Economisch_kapitaal1.1+Economisch_kapitaal1.2+ Economisch_kapitaal1.3+Economisch_kapitaal1.4+Economisch_kapitaal1.5+Economisch_ka pitaal1.6+ Economisch_kapitaal1.7+Economisch_kapitaal1.8+Economisch_kapitaal1.9+Economisch_ka pitaal1.10+ Economisch_kapitaal1.11. EXECUTE.

*Totaal cultureel kapitaal per respondent

COMPUTE Cultureelkapitaaltotaal=Cultureel_kapitaal.1.1+Cultureel_kapitaal.1.2+ Cultureel_kapitaal.1.3.

EXECUTE.

** Om te kijken of etniciteit iets doet in de regressie, zal hiervoor eerst een totale variabele gemaakt moeten worden waarin zichtbaar is of het kind een autochtoon of allochtoon is ** Er zijn nu drie variabelen met het land waarin het vader/moeder en het kind zelf geboren is, door hiervan 1 variabele te maken kan er gekeken worden of het kind ene autochtoon of allochtoon is.

** Eerst zullen de variabelen omgezet worden in dummy's van 0= niet in Nederland geboren 1= wel in nederland geboren.

RECODE ST20Q01 (1=1) (2=0) (8=0) (9=0) (ELSE=SYSMIS) (SYSMIS=SYSMIS) INTO landkindgeboren.

VARIABLE LABELS landkindgeboren 'is het kind geboren in NL of ander land'. EXECUTE.

RECODE ST20Q02 (1=1) (2=0) (8=0) (9=0) (ELSE=SYSMIS) (SYSMIS=SYSMIS) INTO landmoedergeboren.

VARIABLE LABELS landmoedergeboren 'Is de moeder wel of niet in Nederland geboren'. EXECUTE.

RECODE ST20Q03 (1=1) (2=0) (8=0) (9=0) (ELSE=SYSMIS)(SYSMIS=SYSMIS) INTO landvadergeboren.

VARIABLE LABELS landmoedergeboren 'Is de moeder wel of niet in Nederland geboren'. EXECUTE.

** Nu worden de variabelen bij elkaar opgeteld en zal de score 3 (dus score 1 op moeder in NL geboren + 1 op vader in NL geboren + 1 op kind zelf in NL geboren) gezien worden als autochtoon en 2, 1 en 0 als

** allochtoon.

COMPUTE scoreautochtoon allochtoon=landkindgeboren +landmoedergeboren +landvadergeboren.

EXECUTE.

** Nu zal er een dummy variabele aangemaakt worden waarbij de score 3=1(autochtoon) en rest=0 (allochtoon) en andersom.

RECODE scoreautochtoon allochtoon (3=1) (2=0) (1=0) (0=0) (ELSE=SYSMIS) (SYSMIS=SYSMIS) INTO Etniciteit_autochtoon.

VARIABLE LABELS Etniciteit_autochtoon 'Autochtoon'. EXECUTE.

RECODE scoreautochtoon allochtoon (3=0) (2=1) (1=1) (0=1) (ELSE=SYSMIS) (SYSMIS=SYSMIS) INTO Etniciteit_allochtoon.

VARIABLE LABELS Etniciteit_allochtoon 'Allochtoon'. EXECUTE.

** Voor de variabele gender worden dummy's aangemaakt zodat ze toegevoegd kunnen worden aan de regressie.

RECODE Gender (1=1) (2=0) (ELSE=SYSMIS) INTO Dummy_vrouw. VARIABLE LABELS Dummy_vrouw 'respondent is vrouw'.

EXECUTE.

RECODE Gender (1=0) (2=1) (ELSE=SYSMIS) INTO Dummy_man. VARIABLE LABELS Dummy_man 'respondent is man'.

EXECUTE.

** om overal een gelijke N te hebben, is er een variabele aangemaakt die aangeeft of er een missende waarde is.

COMPUTE missingcase1=0.

IF SYSMIS (Ouderlijke_betrokkenheid2) OR SYSMIS(Ouderlijke_betrokkenheid3) OR SYSMIS(Dummy_vrouw) OR SYSMIS(Etniciteit_autochtoon) OR SYSMIS

(Etniciteit_allochtoon) OR SYSMIS(Economisch_kapitaal3) missingcase =1. EXECUTE.

IF SYSMIS (Ouderlijke_betrokkenheid1) OR SYSMIS(Vadergezin) OR SYSMIS(Moedergezin) OR SYSMIS(tweeoudergezin) OR

SYSMIS(Cultureelkapitaaltotaal) OR SYSMIS(Economischkapitaaltotaal) OR SYSMIS(Wiskunde_score) missingcase=1.

EXECUTE.

* beschrijvende statistiek frequentie tabel van de variabelen: Etniciteit, Economischkapitaal, cultureelkapitaal type gezin de score op wiskunde ouderlijke betrokkenheid.

TEMPORARY.

SELECT IF missingcase=0 and missingcase1=0.

FREQUENCIES VARIABLES= Wiskunde_score tweeoudergezin Moedergezin Vadergezin Etniciteit_allochtoon Dummy_vrouw Wiskunde_score Economischkapitaaltotaal

Cultureelkapitaaltotaal

Ouderlijke_betrokkenheid1

/STATISTICS=MINIMUM MAXIMUM SEMEAN MEAN /ORDER=ANALYSIS.

** meervoudige regressie met model 1 en 2, model 1: als onafhankelijke variabele type gezin etniciteit en gender en en afhankelijke variabele prestatie wiskunde.

*** Model 2: afhankelijke prestatie wiskunde, en onafhankelijke typgezin,gender, etniciteit, economisch kapitaaltotaal, cultureelkapitaaltotaal en ouderlijke betrokkenheid.

TEMPORARY.

SELECT IF missingcase=0 and missingcase1=0. REGRESSION

/MISSING LISTWISE

/STATISTICS COEFF OUTS R ANOVA /CRITERIA=PIN(.05) POUT(.10)

/NOORIGIN

/DEPENDENT Wiskunde_score

/METHOD=ENTER Dummy_vrouw Etniciteit_allochtoon Moedergezin Vadergezin /METHOD=ENTER Economischkapitaaltotaal Cultureelkapitaaltotaal

Ouderlijke_betrokkenheid1.

** model 3 (afhankelijke variabele wiksunde, onafhankelije typgezin,gender, etniciteit en ouderlijke betrokkenheid)

TEMPORARY.

SELECT IF missingcase=0 and missingcase1=0. REGRESSION

/MISSING LISTWISE

/STATISTICS COEFF OUTS R ANOVA /CRITERIA=PIN(.05) POUT(.10)

/DEPENDENT Wiskunde_score

/METHOD=ENTER Dummy_vrouw Etniciteit_allochtoon Moedergezin Vadergezin Ouderlijke_betrokkenheid1.

** model 4 ( afhankelijke variabele wiksunde, onafhankelije typgezin,gender, etniciteit en cultureel kapitaal).

TEMPORARY.

SELECT IF missingcase=0 and missingcase1=0. REGRESSION

/MISSING LISTWISE

/STATISTICS COEFF OUTS R ANOVA /CRITERIA=PIN(.05) POUT(.10)

/NOORIGIN

/DEPENDENT Wiskunde_score

/METHOD=ENTER Dummy_vrouw Etniciteit_allochtoon Moedergezin Vadergezin Economischkapitaaltotaal.

**model 5 ( afhankelijke variabele wiksunde, onafhankelije typgezin,gender, etniciteit en Cultureelkapitaaltotaal.)

TEMPORARY.

SELECT IF missingcase=0 and missingcase1=0. REGRESSION

/MISSING LISTWISE

/STATISTICS COEFF OUTS R ANOVA /CRITERIA=PIN(.05) POUT(.10)

/NOORIGIN

/DEPENDENT Wiskunde_score

/METHOD=ENTER Dummy_vrouw Etniciteit_allochtoon Moedergezin Vadergezin Cultureelkapitaaltotaal.

** Om te kijken of er een interactie is tussen iemand met gescheiden ouders, en het

economisch en cultureel kapitaal en de ouderlijke betrokkenheid zal er een interactie variabele aangemaakt worden die later bij de

** regressie zal worden toegevoegd. COMPUTE interactie_wonenmoeder_economischkapitaal=Moedergezin*Economischkapitaaltotaal. EXECUTE. COMPUTE interactie_wonenmoeder_cultureelkapitaal=Moedergezin*Cultureelkapitaaltotaal. EXECUTE. COMPUTE interactie_wonenmoeder_ouderlijkebetrokkenheid=Moedergezin*Ouderlijke_betrokkenheid1. EXECUTE.

COMPUTE interactie_wonenvader_economischkapitaal=Vadergezin*Economischkapitaaltotaal. EXECUTE. COMPUTE interactie_wonenvader_cultureelkapitaal=Vadergezin*Cultureelkapitaaltotaal. EXECUTE. COMPUTE interactie_wonenvader_ouderlijkebetrokkenheid=Vadergezin*Ouderlijke_betrokkenheid1. EXECUTE. COMPUTE interactie_wonenvader_ouderlijkebetrokkenheid=Vadergezin*Ouderlijke_betrokkenheid1. EXECUTE.

** Nu zal er gekeken worden na het effect van de interactie tussen economisch kapitaal en het type gezin door hem toe te voegen aan de meervoudige regressie (model 6)

TEMPORARY.

SELECT IF missingcase=0 and missingcase1=0. REGRESSION

/MISSING LISTWISE

/STATISTICS COEFF OUTS R ANOVA /CRITERIA=PIN(.05) POUT(.10)

/NOORIGIN

/DEPENDENT Wiskunde_score

/METHOD=ENTER Moedergezin Vadergezin Etniciteit_allochtoon Dummy_vrouw Economischkapitaaltotaal Cultureelkapitaaltotaal Ouderlijke_betrokkenheid1

interactie_wonenvader_economischkapitaal interactie_wonenmoeder_economischkapitaal.

** interactie type gezin en cultureel kapitaal (model 7) TEMPORARY.

SELECT IF missingcase=0 and missingcase1=0. REGRESSION

/MISSING LISTWISE

/STATISTICS COEFF OUTS R ANOVA /CRITERIA=PIN(.05) POUT(.10)

/NOORIGIN

/DEPENDENT Wiskunde_score

/METHOD=ENTER Moedergezin Vadergezin Etniciteit_allochtoon Dummy_vrouw Economischkapitaaltotaal Cultureelkapitaaltotaal Ouderlijke_betrokkenheid1

** Interactie type gezin en ouderlijke betrokkenheid (model 8) TEMPORARY.

SELECT IF missingcase=0 and missingcase1=0. REGRESSION

/MISSING LISTWISE

/STATISTICS COEFF OUTS R ANOVA /CRITERIA=PIN(.05) POUT(.10)

/NOORIGIN

/DEPENDENT Wiskunde_score

/METHOD=ENTER Moedergezin Vadergezin Etniciteit_allochtoon Dummy_vrouw Economischkapitaaltotaal Cultureelkapitaaltotaal Ouderlijke_betrokkenheid1

interactie_wonenmoeder_ouderlijkebetrokkenheid interactie_wonenvader_ouderlijkebetrokkenheid.