Maandstatistiek van de bevolking Jaargang 50 september 2002

Transcriptie

1 Maandstatistiek van de bevolking Jaargang 50 september 2002 Centraal Bureau voor de Statistiek Heerlen/Voorburg, 2002

2 Verklaring der tekens. = gegevens ontbreken * = voorlopig cijfer x = geheim = nihil = (indien voorkomend tussen twee getallen) tot en met 0 (0,0) = het getal is minder dan de helft van de gekozen eenheid niets (blank) = een cijfer kan op logische gronden niet voorkomen = 2001 tot en met /2002 = het gemiddelde over de jaren 2001 tot en met / 02 = oogstjaar, boekjaar, schooljaar enz., beginnend in 2001 en eindigend in / / 02 = boekjaar enzovoort, 1991/ 92 tot en met 2001/ 02 In geval van afronding kan het voorkomen, dat de som van de aantallen afwijkt van het totaal. Verbeterde cijfers in de staten en tabellen zijn niet als zodanig gekenmerkt.

3 Colofon Inhoud Uitgever Centraal Bureau voor de Statistiek Prinses Beatrixlaan XZ Voorburg Druk Centraal Bureau voor de Statistiek Facilitair Bedrijf Ontwerp omslag WAT Ontwerpers Utrecht Inlichtingen Tel.: (045) Fax: (045) Bestellingen Internet Artikelen Gemengd huwelijk en echtscheiding: een dynamische analyse op registergegevens 4 Helft van het aantal allochtonen uit de voormalige Sovjetrepublieken bestaat uit Russen 11 Resultaten Primos-prognose Verschil in sterfte tussen mannen en vrouwen per generatie 19 Jaarcijfer Bevolkingsstatistieken in StatLine 25 Bevolking in Nederland, 1 januari Allochtonen in Nederland, 1 januari Maandcijfers juli Bevolking, stand en dynamiek 39 Levendgeborenen naar legitimiteit en rangnummer (uit de moeder) 40 Overledenen naar leeftijd en geslacht 41 Buitenlandse migratie naar geboorteland 42 Asielaanvragen naar land van nationaliteit 44 Inhoudsopgave september 1997 september Centraal Bureau voor de Statistiek Voorburg/Heerlen, Bronvermelding is verplicht. Verveelvoudiging voor eigen gebruik of intern gebruik is toegestaan. Prijzen excl. administratie- en verzendkosten Abonnementsprijs: 109,50 Prijs per los nummer: 12,50 Kengetal: B-15 ISSN Centraal Bureau voor de Statistiek Mndstat bevolking 2002/9 3

4 Artikelen Gemengd huwelijk en echtscheiding: een dynamische analyse op registergegevens Jacques P.G. Janssen Op basis van registergegevens van alle huwelijken gesloten in Nederland tussen 1974 en 1984 en alle echtscheidingen tussen 1974 en 1994 wordt aangetoond dat huwelijken die gemengd zijn naar leeftijd, godsdienst of nationaliteit een bovengemiddeld risico lopen te worden ontbonden door echtscheiding. Hoewel huwelijk en echtscheiding in de jaren zeventig en tachtig zijn beïnvloed door verschillende sociaal-culturele trends, is de invloed van gemengd huwen op de echtscheidingskans vrij constant gebleven. 1. Echtscheidingsfrequentie per gehuwde mannen, Inleiding In dit artikel wordt ingegaan op de vraag of gemengde huwelijken een grotere kans op echtscheiding hebben dan niet-gemengde huwelijken. Verder wordt gekeken naar trends: is de samenhang tussen gemengd huwen ook wel aangeduid als heterogamie en echtscheiding groter of kleiner geworden, of gelijk gebleven? Bovendien worden ontwikkelingen tijdens het huwelijk bekeken: neemt de invloed van gemengd huwen op de echtscheidingskans gedurende de loop van het huwelijk toe of af? Bij gemengd huwelijk wordt vooral gedacht aan godsdienst en herkomst, aspecten die in dit artikel dan ook aan de orde zullen komen. Verder zal aandacht worden besteed aan de leeftijd van huwelijkspartners. Dit kenmerk speelt een belangrijke rol bij de partnerkeuze, terwijl bovendien zowel de leeftijd bij het huwelijk als het leeftijdsverschil tussen de partners verband houdt met de echtscheidingskans. Het vóórkomen van heterogamie is in Nederland uitgebreid onderzocht. In het algemeen vertonen de sociaal-economische kenmerken van man en vrouw in Nederland een sterke overeenkomst. Dit is, bijvoorbeeld, geconcludeerd voor opleidingsniveau, leeftijd, sociale herkomst en religie (Hendrickx, 1994, 1998; Hendrickx et al., 1991, 1994, 1995; De Hoog, 1982; Smits, 1996; Smits et al., 1999; Uunk, 1996; Uunk en Kalmijn, 1996). Dit kan worden verklaard door het feit dat veel mensen bij hun partnerkeuze de voorkeur geven aan personen met een overeenkomende smaak en belangstelling, eigenschappen die samenhangen met meer algemene sociaal-culturele kenmerken. De keuze van een in sociaal opzicht gelijkende partner brengt met zich mee dat men beter met elkaar kan praten en meer gezamenlijke interesses heeft. Bovendien is het daarbij waarschijnlijker dat de sociale omgeving meer overeenkomsten vertoont en meer ondersteuning biedt in de relatie. Hierbij valt te denken aan wederzijdse ouders en vrienden. Het bovenstaande suggereert dat partners die in sociaal-cultureel opzicht sterk verschillen, maar desondanks besluiten te trouwen, gemiddeld genomen minder goed met elkaar overweg zouden kunnen. Bovendien zou de kans groter zijn dat de steun vanuit de sociale omgeving, die vooral in moeilijke tijden van belang is, gemiddeld kleiner is. Hieruit laat zich de verwachting afleiden dat gemengde huwelijken een bovengemiddelde kans op echtscheiding kennen. De grafiek toont de ontwikkeling van de algemene scheidingsfrequentie sinds In de jaren zeventig en de eerste helft van de jaren tachtig is deze frequentie sterk toegenomen. Sindsdien schommelt de jaarlijkse frequentie tussen 8 en 10 promille Vaststelling van relatie tussen gemengd huwelijk en echtscheidingskans Aan de hand van officiële statistieken is al eerder aangetoond dat er een grotere scheidingskans bestaat voor huwelijken die gemengd zijn naar land van herkomst (Van der Heijdt, 1996; Harmsen, 1998), kerkelijke gezindte en leeftijd (CBS, 1958; Dumon en Kooy, 1983). 2.1 Zuivere invloed In dit artikel worden deze eerdere bevindingen op twee punten uitgebreid. In de eerste plaats wordt de relatie tussen echtscheiding en de verschillen tussen partners op genoemde kenmerken multivariaat bekeken. Dit wil zeggen dat met de genoemde kenmerken en met nog een aantal andere achtergrondkenmerken simultaan rekening wordt gehouden. Hierdoor kunnen de effecten van de verschillende kenmerken op de echtscheidingskans afzonderlijk worden bepaald (Janssen, De Graaf en Kalmijn, 1999). Uiteraard zullen deze zuivere, netto scheidingskansen afwijken van de ongecontroleerde kansen. Zo is het bijvoorbeeld evident dat een Nederlands-Marokkaans paar een grotere kans heeft in religieus opzicht gemengd te zijn dan een autochtoon paar. Waar een invloed van gemengde herkomst op de echtscheidingskans wordt gevonden, zou dit gedeeltelijk ook kunnen worden toegeschreven aan een verschil in religieuze achtergrond, en omgekeerd. Iets dergelijks geldt ook voor andere kenmerken van partners. Een tweede uitbreiding betreft het onderzoek naar de dynamiek in de relatie tussen gemengd huwelijk en echtscheiding. Omdat maatschappelijke trends in de jaren zeventig en tachtig belangrijke sociale, culturele, demografische en economische implicaties hebben gehad, is het, ondanks de relatief korte periode, van belang na te gaan of in de betreffende periode de relatie tussen gemengd huwelijk en echtscheiding is veranderd. Ook zal onder- 4 Centraal Bureau voor de Statistiek

5 Gemengd huwelijk en echtscheiding: een dynamische analyse op registergegevens scheid worden gemaakt tussen de beginjaren van een huwelijk en de periode waarin men al enkele jaren getrouwd is. 2.2 Koppeling van huwelijks- en echtscheidingsregistraties Om uitspraken te kunnen doen over de relatie tussen gemengd huwen en echtscheiding, is gebruik gemaakt van de registraties van alle huwelijken en van alle echtscheidingen in de periode De keuze voor deze periode heeft een inhoudelijke en een praktische reden. Het betreft een periode waarin zich vele veranderingen hebben voorgedaan die direct of indirect te maken hebben met het huwelijk of de samenleving anderszins hebben beïnvloed. Bovendien is voor deze periode alle informatie beschikbaar die nodig is om gegevens over huwelijken en echtscheidingen te kunnen koppelen. De gegevens die voor meer recente jaren zijn vastgelegd in de Gemeentelijke Basisadministratie persoonsgegevens (GBA) hebben voor dit onderzoek beperkingen. De GBA legt immers informatie vast over personen die in een bepaalde gemeente wonen, terwijl de oudere registraties informatie bevatten over huwelijken die in een bepaalde gemeente zijn gesloten. Bovendien wordt een belangrijk kenmerk van de echtgenoten dat hier wordt onderzocht, godsdienst, niet geregistreerd in de GBA. Om huwelijken ten minste tien jaar te kunnen volgen, is besloten die huwelijken te selecteren die zijn gesloten van 1974 tot en met 1984 (11 kalenderjaren) en te onderzoeken of deze tussen huwelijkssluiting en 1994 zijn ontbonden door echtscheiding. Om na te gaan of een echtpaar dat tussen 1974 en 1984 in het huwelijk is getreden, in de periode is gescheiden, zijn alle gesloten huwelijken teruggezocht in de echtscheidingsbestanden. Aangezien aktenummers ontbreken, is gekoppeld op basis van kenmerken die zowel in de huwelijksbestanden als in de echtscheidingsbestanden voorkomen. De combinatie van de huwelijksgemeente, de huwelijksdatum en het geboortejaar van beide partners levert een vrijwel unieke sleutel op. Niet-uniciteit maakt 3 procent van de huwelijken onbruikbaar voor analyse. Van de echtscheidingen had een groot deel betrekking op huwelijken van vóór 1974; 8 procent kon zonder duidelijke reden niet worden gekoppeld. Verondersteld wordt dat deze uitval van huwelijken en echtscheidingen niet samenhangt met heterogamie en dat het de resultaten van de analyse daarom niet zal vertekenen. Mogelijk vertekent ook de uitval ten gevolge van sterfte de resultaten enigszins. De registraties laten niet zien of een huwelijk is ontbonden door het overlijden van een van de partners. Om het risico te beperken dat ten onrechte wordt aangenomen dat de betreffende huwelijken nog blootstaan aan het risico van echtscheiding, zijn alleen die huwelijken in de analyse betrokken waarvan op het moment van huwen beide partners jonger waren dan 50 jaar. Na deze selecties zijn er 931,2 duizend huwelijken beschikbaar voor analyse, waarvan 158,6 duizend zijn ontbonden tussen het moment van huwelijkssluiting en In de bestanden is voor beide echtgenoten informatie beschikbaar die gold op het moment van trouwen. Het betreft gegevens over leeftijd, godsdienst, nationaliteit en burgerlijke staat vóór het huwelijk. 2.3 Statistische analyse Om de ontwikkelingen in de tijd en verschillen naar duur van het huwelijk te kunnen bestuderen, is de onderzoekspopulatie onderverdeeld in twee huwelijkscohorten en is gekeken naar de frequentie van echtscheiding na vijf, tien en vijftien jaar huwelijk. Bij de uitgevoerde multivariate analyse is gebruik gemaakt van logistische regressie. Behalve met de reeds genoemde kenmerken van de partners is rekening gehouden met het jaar waarin het huwelijk is voltrokken, de urbanisatiegraad van de gemeente en de provincie waarin het huwelijk is voltrokken. De resultaten worden weergegeven als de kans om binnen een bepaalde periode te scheiden, gecontroleerd voor de overige kenmerken. 3. Echtscheidingskansen van gemengde en niet-gemengde paren naar leeftijd 3.1 De invloed van leeftijdsverschillen op de echtscheidingskans In staat 1 zijn de scheidingskansen weergegeven voor verschillende combinaties van leeftijd van man en vrouw (leeftijd op de dag van huwelijkssluiting). Alleen combinaties die minstens honderd keer voorkomen zijn weergegeven. De diagonaal van linksboven naar rechtsonder is gearceerd weergegeven. Dit zijn de categorieën waarin man en vrouw in dezelfde leeftijdsgroep vallen. De getallen in de staat zijn gecorrigeerde scheidingskansen in procenten voor de eerste tien jaar van het huwelijk, gecontroleerd voor diverse andere kenmerken. Dit kan als volgt worden geïnterpreteerd. Het eerste cijfer in de staat geeft aan dat 31,7 procent van de echtparen waarin man en vrouw op de dag van het huwelijk beide jonger zijn dan 20 jaar binnen tien jaar zullen scheiden. In dit percentage is het effect van de andere onderzochte kenmerken verdisconteerd: voor deze paren is het verschil in godsdienst, nationaliteit, voorafgaande burgerlijke staat en de urbanisatiegraad, de provincie en het jaar van huwelijkssluiting als het ware op het gemiddelde van alle echtparen gesteld. Uit deze staat blijkt duidelijk dat mensen die op jongere leeftijd trouwen een grotere kans op echtscheiding hebben. Als beide echtgenoten tussen de 25 en 30 jaar oud zijn, is de kans dat hun huwelijk gedurende de eerste tien jaar niet intact blijft nog ongeveer 10 procent. Als beide partners tussen de 45 en 50 jaar oud zijn, is deze gecorrigeerde echtscheidingskans kleiner dan 6 procent. Hoe zit het nu met gemengde huwelijken? Omdat niet alleen het verschil in leeftijd, maar ook de leeftijd zelf samenhangt met de echtscheidingskans, mag het totaal voor alle gemengde huwelijken niet zonder meer worden vergeleken met het totaal voor alle niet-gemengde huwelijken. Om deze reden wordt iedere gemengde combinatie vergeleken met twee niet-gemengde combinaties: die voor de categorie van de man en die voor de categorie van de vrouw. Zo is de gecorrigeerde echtscheidingskans voor een huwelijk waarin beide echtgenoten bij het huwelijk jonger waren dan 20 jaar 31,7 procent. Voor een huwelijk waarin beide echtgenoten Staat 1 Gecorrigeerde echtscheidingskans in de eerste tien jaar van het huwelijk (percentages) naar leeftijd van man en vrouw bij huwelijkssluiting Leeftijd van de man Leeftijd van de vrouw < <20 31,7 27,2 27, ,8 13,6 13,0 15,0 18,4 15, ,7 12,6 9,9 9,9 12,6 15,9 13, ,5 13,8 9,7 8,1 8,8 10,8 10, ,0 14,5 9,3 7,7 7,6 7,8 10, ,3 15,3 8,9 7,1 6,8 6,8 7, ,5 7,4 6,2 5,9 6,0 5,7 Noot: Bron: Multivariate modellen. Vette getallen duiden op heterogamie-effect. Huwelijks- en echtscheidingsregistraties CBS. Mndstat bevolking 2002/8 5

6 Gemengd huwelijk en echtscheiding: een dynamische analyse op registergegevens tussen de 20 en 25 jaar oud waren, is die kans 13,6 procent. Was de man jonger dan 20 jaar en de vrouw tussen de 20 en 25 jaar, dan is de echtscheidingskans 27,2 procent. Dit laatste getal moet dus met de eerste twee getallen worden vergeleken. Een waarde die, zoals in dit geval, tussen deze twee getallen in ligt, duidt erop dat er geen aantoonbare invloed is van deze vorm van heterogamie op de echtscheidingskans voor deze categorie. Dit is in dit voorbeeld wel het geval als de man bij huwelijkssluiting tussen de 20 en 25 jaar oud was en de vrouw tussen de 30 en 35 jaar. De cellen die dit heterogamie-effect laten zien zijn vet weergegeven. Van alle 36 echtscheidingskansen van gemengde categorieën die zijn weergegeven, liggen er 21 tussen de categorie van de man en de categorie van de vrouw in, 15 liggen erboven, geen enkele ligt eronder. In verschillende categorieën is dus een invloed van heterogamie op de echtscheidingskans zichtbaar. Wat bovendien opvalt is dat van de 15 combinaties die een heterogamie-effect laten zien, er 12 betrekking hebben op gevallen waarin de vrouw ouder is dan de man. Er gaat blijkbaar ook een invloed uit van de richting waarin het verschil gaat: als de vrouw ouder is dan de man, dan is het risico groter dan als de man ouder is dan de vrouw. 3.2 Dynamiek in de invloed van leeftijdsverschillen? Vervolgens wordt gekeken naar veranderingen in de samenhang tussen leeftijdsverschillen en de echtscheidingskans. Het gaat hierbij om veranderingen in de loop van de tijd en gedurende het huwelijk. Staat 2 geeft de gecorrigeerde kans weer om van echt te scheiden in de eerste en tweede vijf jaar, voor twee huwelijkscohorten: de huwelijken die tot stand kwamen in de periode en in de periode Voor de huwelijken uit de periode is het bovendien mogelijk ook de scheidingskansen voor het derde huwelijkslustrum weer te geven. Er zijn telkens 14 leeftijdscombinaties die een grotere scheidingskans laten zien dan op grond van de leeftijd van man en vrouw afzonderlijk zou mogen worden verwacht. De uitzondering hierop vormt het tweede huwelijkslustrum in het oudste cohort met 12 leeftijdscombinaties. De modellen waarop staat 2 gebaseerd is, zijn vereenvoudigd op basis van de bevindingen in staat 1. Hierdoor kan de invloed van gemengd huwen naar leeftijd in beide richtingen de vrouw als oudste of de man als oudste in één getal worden uitgedrukt: het kwadratische effect van het leeftijdsverschil. In de staat is weergegeven dat deze invloed nauwelijks Staat 2 Gecorrigeerde echtscheidingskans (percentages) naar leeftijd en leeftijdsverschil tussen man en vrouw in drie perioden en twee cohorten A: eerste vijf jaar, cohort D: eerste vijf jaar, cohort Leeftijd van Leeftijd van de vrouw Leeftijd van Leeftijd van de vrouw de man de man ,4 17,9 18,2 20,3 24,9 32,6 44, ,9 27,5 28,9 33,4 41,6 53,7 68, ,0 14,1 13,0 13,2 14,9 18,5 24, ,5 21,7 20,5 21,7 25,4 32,6 44, ,5 12,3 10,1 9,3 9,4 10,7 13, ,8 18,9 15,9 14,9 15,8 18,8 24, ,6 11,9 8,8 7,2 6,5 6,6 7, ,9 18,3 13,7 11,4 10,7 11,3 13, ,7 12,8 8,5 6,2 5,0 4,6 4, ,9 20,0 13,3 9,7 8,0 7,5 8, ,5 15,2 9,1 6,0 4,3 3,5 3, ,8 24,2 14,5 9,4 6,8 5,6 5, ,9 19,8 10,9 6,4 4,2 3,0 2, ,8 31,9 17,8 10,4 6,6 4,7 3,9 effect van gemiddelde leeftijd bij trouwen 0,0758 effect van gemiddelde leeftijd bij trouwen 0,0771 effect van (leeftijd man minus leeftijd vrouw) 0,0059 effect van (leeftijd man minus leeftijd vrouw) 0,0104 effect van (leeftijd man minus leeftijd vrouw) 2 0,0024 effect van (leeftijd man minus leeftijd vrouw) 2 0,0028 B: tweede vijf jaar, cohort E: tweede vijf jaar, cohort Leeftijd van Leeftijd van de vrouw Leeftijd van Leeftijd van de vrouw de man de man ,8 21,7 20,8 21,8 25,0 30,8 40, ,2 21,9 22,1 24,8 30,7 40,5 54, ,1 17,6 15,2 14,5 15,3 17,7 22, ,7 17,5 15,7 15,9 18,0 22,7 31, ,5 15,5 12,1 10,4 9,9 10,5 12, ,7 15,5 12,3 11,0 11,1 12,7 16, ,8 15,0 10,6 8,2 7,0 6,6 7, ,1 15,5 10,9 8,5 7,6 7,7 8, ,4 16,0 10,2 7,1 5,4 4,6 4, ,6 17,4 10,9 7,5 5,8 5,2 5, ,8 18,8 11,0 6,9 4,7 3,6 3, ,0 21,8 12,3 7,5 5,1 4,0 3, ,8 24,0 13,0 7,4 4,6 3,1 2, ,8 29,8 15,6 8,5 5,1 3,5 2,7 effect van gemiddelde leeftijd bij trouwen 0,0872 effect van gemiddelde leeftijd bij trouwen 0,0818 effect van (leeftijd man minus leeftijd vrouw) 0,0019 effect van (leeftijd man minus leeftijd vrouw) 0,0013 effect van (leeftijd man minus leeftijd vrouw) 2 0,0023 effect van (leeftijd man minus leeftijd vrouw) 2 0,0028 C: derde vijf jaar, cohort Leeftijd van de man Leeftijd van de vrouw ,0 9,8 9,6 10,5 12,6 16,7 23,8 23 9,7 7,7 6,8 6,7 7,4 8,9 12,0 28 9,5 6,8 5,4 4,7 4,7 5,1 6, ,3 6,6 4,7 3,7 3,3 3,2 3, ,3 7,2 4,6 3,2 2,5 2,2 2, ,2 8,7 5,0 3,2 2,2 1,7 1, ,0 11,6 6,1 3,5 2,2 1,5 1,2 effect van gemiddelde leeftijd bij trouwen effect van (leeftijd man minus leeftijd vrouw) effect van (leeftijd man minus leeftijd vrouw) 2 Noot: Bron: Effecten van gemiddelde leeftijd, leeftijdsverschil en leeftijdsverschil kwadraat zijn opgenomen in het multivariaat model. Vette getallen duiden op heterogamie-effect. Huwelijks- en echtscheidingsregistraties CBS. 6 Centraal Bureau voor de Statistiek

7 Gemengd huwelijk en echtscheiding: een dynamische analyse op registergegevens verandert in de loop van de tijd (van 0,0023 of 0,0024 naar 0,0028) en nog minder in de loop van het huwelijk. Vanwege de verschillende modellen kunnen de panels van staat 2 uitsluitend onderling vergeleken worden en niet met staat 1. Uit deze berekeningen kan dus worden geconcludeerd dat toenemende leeftijdsverschillen tussen echtgenoten samenhangen met een toenemende kans op echtscheiding. De sterkte van deze samenhang is nauwelijks veranderd in de jaren zeventig en tachtig. In de verschillende stadia van het huwelijk althans in de eerste vijftien jaar blijft de invloed ongeveer even sterk. 4. Echtscheidingskansen van gemengde en niet-gemengde paren naar godsdienst Om de invloed van naar religie gemengde huwelijken vast te stellen, is hetzelfde principe gevolgd als hierboven beschreven. Gebruik wordt gemaakt van gecorrigeerde echtscheidingscijfers, waarbij de samenhang met andere kenmerken is gecontroleerd. Onderscheiden worden onkerkelijken, katholieken, hervormden, gereformeerden, overig protestants-christelijken, joden en overigen. 4.1 Invloed van godsdienstverschillen op de echtscheidingskans In staat 3 zijn de gecorrigeerde echtscheidingscijfers voor de eerste tien jaar huwelijk weergegeven voor de onderscheiden godsdienstige richtingen. Alleen van de combinaties die ten minste honderd keer voorkomen zijn de echtscheidingskansen weergegeven. Onkerkelijken hebben de grootste echtscheidingskans (16 procent binnen tien jaar), gereformeerden de kleinste (5 procent). In de staat zijn 35 heterogame combinaties weergegeven. Hiervan hebben er 17 een grotere echtscheidingskans dan de niet-gemengde huwelijken in de categorieën van zowel de man als de vrouw. De waarden van de overige 18 combinaties bevinden zich tussen de echtscheidingskans van de categorie van man en die van de vrouw. Geen enkele gemengde combinatie laat een lagere echtscheidingskans zien. Over het algemeen wordt een huwelijk kennelijk zwaarder belast als man en vrouw van verschillende godsdienstige huize zijn. Dit geldt echter niet in dezelfde mate voor iedere combinatie. Vooral bij combinaties tussen katholieken en protestanten is sprake van een verhoogde kans op echtscheiding. 4.2 Dynamiek in de invloed van godsdienstverschillen? Voor de trends en veranderingen gedurende het huwelijk is geen onderscheid gemaakt naar gespiegelde combinaties. Zo bevinden katholieke mannen met onkerkelijke vrouwen en katholieke vrouwen met onkerkelijke mannen zich in dezelfde categorie. In staat 4 is weergegeven wat de scheidingskansen voor kerkelijke combinaties zijn voor de onderscheiden huwelijksduren en cohorten. Hierbij is weer gecontroleerd voor de overige kenmerken. De huwelijksleeftijd van beide partners is hier op 25 jaar gemodelleerd. De panels van staat 4 dienen uitsluitend onderling vergeleken te worden en niet met staat 3. Om vast te stellen welke veranderingen nu zijn opgetreden, worden de eerste vijf jaar van het huwelijk in het cohort (het eerste panel in staat 4) als referentiepunt genomen. De gemengde combinaties tussen een onkerkelijke en een persoon die lid is van een kerk laten hier geen invloed op de echtscheidingskans zien. Dit was ook al grotendeels zo in staat 3. Wellicht is dit deels toe te schrijven aan een geringere binding met de kerk van het kerklid uit een dergelijk huwelijk. De gemengde combinaties tussen katholieken, hervormden en gereformeerden laten wel allemaal een heterogamie-effect zien. Deze gemengde combinaties lopen een groter risico om te scheiden dan op grond van de kerkelijke gezindte van zowel man als vrouw verwacht mag worden. Als deze resultaten worden vergeleken met het jongere cohort, gehuwd tussen 1980 en 1984, dan blijken de scheidingskansen met de tijd toe te nemen. Verder verdwijnen de twee invloeden van gemengde huwelijken waarin een van de partners katholiek is. Dit zou erop duiden dat het zogenaamde heterogamie-effect door de tijd heen is afgenomen. Opvallend is echter dat het wegvallen van deze invloed niet zozeer ligt aan een afname van de scheidingskans van gemengd gehuwden, maar veeleer aan het feit dat homogame katholieken van het cohort veel frequenter zijn gaan scheiden. Bovendien wordt deze afname van het heterogamie-effect niet gevonden in de tweede vijf jaar van het huwelijk. Is er in het cohort slechts één heterogamie-effect voor de tweede vijf jaar huwelijk, in het cohort zijn het er twee. In tijden dat het oude gezegde Twee geloven op één kussen, daar slaapt de duivel tussen veel werd gebezigd, was deze vorm van gemengd huwen minder geaccepteerd dan tegenwoordig. De risico s voor gemengde huwelijken zijn echter niet consistent afgenomen in de jaren zeventig en tachtig. De resultaten wijzen ook niet duidelijk in één richting wat betreft de veranderingen gedurende het huwelijk. In het oudste huwelijkscohort, , laten drie van de zeven onderscheiden gemengde categorieën een invloed van gemengd huwen op de echtscheidingskans zien. In de tweede vijf jaar geldt dit maar voor één, in de derde vijf jaar voor twee categorieën. Dat het effect van gemengd huwen eerst afneemt in de tweede vijf jaar om vervolgens weer toe te nemen, is echter geen algemeen gegeven. In het jongste cohort, , is het aantal gemengde combinaties dat een verhoogde echtscheidingskans laat zien namelijk één in de eerste vijf jaar en twee in de tweede vijf jaar. Bij de bespreking van de effecten van leeftijdsverschillen op de echtscheidingskans werd geconcludeerd dat deze in de loop van de tijd en gedurende het huwelijk weinig veranderen. Met betrekking tot godsdienstverschillen blijkt er wel het een en ander te zijn veranderd, maar de richting van deze veranderingen lijkt weinig consistent te zijn. Er is ook hier geen sprake van een duidelijk toenemende of afnemende trend in de tijd of gedurende het huwelijk. Staat 3 Gecorrigeerde echtscheidingskans in de eerste tien jaar van het huwelijk (percentages) naar kerkelijke gezindte van man en vrouw Kerkelijke Kerkelijke gezindte van de vrouw gezindte van de man geen rk nh geref. ander protestant joods ander geen 15,6 14,3 13,1 12,6 13,6 15,7 16,0 rk 15,1 10,1 12,1 12,2 14,1 12,2 16,9 nh 13,2 12,3 8,0 8,5 12,2 13,1 geref. 13,0 11,7 7,8 5,4 9,9 10,6 ander prot. 15,3 11,6 10,9 10,5 12,1 13,0 joods 18,8 15,7 13,1 10,8 ander 19,9 17,3 14,9 13,7 14,1 14,1 Noot: Bron: Multivariate modellen. Vette getallen duiden op heterogamie-effect. Huwelijks- en echtscheidingsregistraties CBS. Mndstat bevolking 2002/9 7

8 Gemengd huwelijk en echtscheiding: een dynamische analyse op registergegevens Staat 4 Gecorrigeerde echtscheidingskans (percentages) naar kerkelijke gezindte van man en vrouw in drie perioden en twee cohorten, gemiddelde huwelijksleeftijd 25 jaar A: eerste vijf jaar, cohort D: eerste vijf jaar, cohort Kerkelijke Kerkelijke gezindte van de vrouw Kerkelijke Kerkelijke gezindte van de vrouw gezindte gezindte van de man geen rk nh geref. ov.pr. ander van de man geen rk nh geref. ov.pr. ander geen 16,9 geen 21,3 rk 14,9 12,1 rk 21,6 22,0 nh 13,9 12,7 8,4 nh 19,2 19,5 14,3 geref. 14,1 12,8 9,6 6,9 geref. 18,4 18,9 16,4 12,5 ov.pr. 12,4 ov.pr. 19,5 ander 13,9 ander 24,9 B: tweede vijf jaar, cohort E: tweede vijf jaar, cohort Kerkelijke Kerkelijke gezindte van de vrouw Kerkelijke Kerkelijke gezindte van de vrouw gezindte gezindte van de man geen rk nh geref. ov.pr. ander van de man geen rk nh geref. ov.pr. ander geen 17,0 geen 17,2 rk 16,5 17,3 rk 16,8 15,7 nh 14,4 15,2 10,9 nh 14,8 14,8 10,9 geref. 15,2 16,0 13,1 11,6 geref. 15,3 17,7 12,2 11,8 ov.pr. 15,8 ov.pr. 15,9 ander 18,0 ander 18,7 C: derde vijf jaar, cohort Kerkelijke Kerkelijke gezindte van de vrouw gezindte van de man geen rk nh geref. ov.pr. ander geen 7,5 rk 7,4 7,1 nh 6,6 6,9 5,2 geref. 7,3 7,8 5,7 5,1 ov.pr. 5,0 ander 8,0 Noot: Bron: rk = katholiek; nh = Nederlands hervormd; geref. = gereformeerd; ov.pr. = overig protestants. Multivariate modellen. Vette getallen duiden op heterogamie-effect. Huwelijks- en echtscheidingsregistraties CBS. 5. Echtscheidingskansen van gemengde en niet-gemengde paren naar nationaliteit Voor een onderzoek naar de relatie tussen land van herkomst en scheidingskans zou bij voorkeur gebruik moeten worden gemaakt van gegevens over het geboorteland van een persoon en diens ouders. Aangezien deze informatie niet is opgenomen in de gebruikte registraties, is hier bij wijze van benadering gebruik gemaakt van nationaliteit. Onderzocht worden de nationaliteiten van de volgende landen en groepen van landen: Nederland, buurlanden, Zuid-Europa, Turkije, Marokko en overige landen. Buurlanden worden ruim gedefinieerd en omvatten: België, Luxemburg, Duitsland, Frankrijk en het Verenigd Koninkrijk. Zuid-Europa staat voor Portugal, Spanje, Italië, voormalig Joegoslavië en Griekenland. De gemengde huwelijken tussen Nederlanders en personen uit deze groepen worden vergeleken met huwelijken die in dit opzicht niet gemengd zijn. 5.1 Invloed van verschillen in nationaliteit op de echtscheidingskans Zoals blijkt uit staat 5 hebben alle combinaties tussen een Nederlander en een niet-nederlander een hogere scheidingskans dan de niet-gemengde groepen met de betreffende nationaliteit van de man en de vrouw. Bij deze cijfers moet worden opgemerkt dat het gaat om huwelijken die in Nederland zijn gesloten en echtscheidingen die in Nederland zijn geregistreerd. Het is niet bekend in Staat 5 Gecorrigeerde echtscheidingskans in de eerste tien jaar van het huwelijk (percentages) naar nationaliteit van man en vrouw Nationaliteit Nationaliteit van de vrouw van de man Nederland buurland Zuid-Eur. Turkije Marokko ander Nederland 9,0 13,7 18,0 19,4 41,7 25,1 buurland 9,8 4,0 Zuid-Eur. 15,6 7,2 Turkije 29,3 3,4 Marokko 29,7 15,6 ander 19,0 10,2 Noot: Bron: Multivariate modellen. Vette getallen duiden op heterogamie-effect. Huwelijks- en echtscheidingsregistraties CBS. 8 Centraal Bureau voor de Statistiek

9 Gemengd huwelijk en echtscheiding: een dynamische analyse op registergegevens hoeverre dit de scheidingskansen onderschat. Personen met een buitenlandse nationaliteit zouden in het buitenland gescheiden kunnen zijn zonder registratie in Nederland. Voor gemengde huwelijken zou dit ook kunnen gelden. Desalniettemin is de invloed van heterogamie overduidelijk. De gecorrigeerde echtscheidingskansen van gemengde huwelijken zijn immers zeer groot, en ongecontroleerd zelfs nog groter. De meest in het oog springende cijfers zijn de gecorrigeerde echtscheidingskansen voor paren waarvan de ene echtgenoot de Nederlandse nationaliteit heeft en de andere een Turkse, Marokkaanse of andere niet nader gespecificeerde nationaliteit. In de eerste tien jaar van het huwelijk strandt van deze huwelijken tussen de 19 en 42 procent. 5.2 Dynamiek in de invloed van verschillen in nationaliteit? De echtscheidingskansen naar verschillen in nationaliteit tussen partners zijn opgesplitst in twee huwelijkscohorten en drie huwelijksperiodes van vijf jaar. Dit is weergegeven in staat 6. Opnieuw zijn de overige kenmerken gecontroleerd en is de leeftijd van beide huwelijkspartners op 25 jaar gemodelleerd. Ook de panels van staat 6 dienen uitsluitend onderling vergeleken worden en niet met staat 5. In het tweede cohort van huwelijken gesloten tussen 1980 en 1984, en in de tweede en derde vijf jaar laten vooral de homogame huwelijken tussen Marokkanen, Zuid-Europeanen en personen in de categorie overige verhoogde echtscheidingskansen zien. Bovendien verliezen in het huwelijkscohort een paar gemengde categorieën later in het huwelijk hun heterogamie-effect op de echtscheidingskans, met name de Nederlands/Marokkaans gemengde huwelijken. De meeste heterogamie-effecten op de echtscheidingskans blijven echter overweldigend gedurende het huwelijk en over de tijd. De invloed op de echtscheidingskans van gemengd huwen naar nationaliteit lijkt zeer beperkt af te nemen met de duur van het huwelijk, waar het huwelijken betreft die zijn gesloten vóór Overtuigend is deze bevinding echter niet, hetgeen deels verband houdt met het feit dat de echtscheidingskansen in de eerste vijf jaar zo extreem hoog zijn. 6. Conclusies De hierboven beschreven analyses op huwelijks- en echtscheidingsbestanden bevestigen dat gemengde huwelijken een groter risico lopen om door scheiding uiteen te vallen dan niet-gemengde huwelijken. In deze analyses werden gemengde categorieën vergeleken met de niet-gemengde categorieën van de groep waartoe de man behoort en van de groep waartoe de vrouw behoort. De invloed van gemengd huwen op de echtscheidingskans geldt voor de hier onderzochte verschillen naar leeftijd, godsdienst en nationaliteit. Bij godsdienst waren het vooral de combinaties tussen katholieken en protestanten die een verhoogde echtscheidingskans lieten zien. Bij leeftijd en nationaliteit zijn het respectievelijk grote verschillen in leeftijd en grote verschillen in culturele achtergrond die hun weerslag op de scheidingskans laten zien. De verklaring voor deze bevindingen moet vermoedelijk worden gezocht in de uiteenlopende smaak, belangstelling en culturele achtergrond van partners. Verder worden minder homogame combinaties waarschijnlijk minder gesteund door de sociale omgeving Staat 6 Gecorrigeerde echtscheidingskans (percentages) naar nationaliteit van man en vrouw in drie perioden en twee cohorten, gemiddelde huwelijksleeftijd 25 jaar A: eerste vijf jaar, cohort D: eerste vijf jaar, cohort Nationaliteit Nationaliteit van de vrouw Nationaliteit Nationaliteit van de vrouw van de van de man NL buurl. Z-Eur. Turkije Marok. ander man NL buurl. Z-Eur. Turkije Marok. ander NL 10,0 13,2 20,7 20,8 42,6 23,5 NL 12,1 19,4 28,0 24,1 56,2 42,4 buurl. 10,6 4,4 buurl. 14,8 5,2 Z-Eur. 18,8 6,8 Z-Eur. 18,8 13,2 Turkije 34,7 0,2 Turkije 33,8 6,2 Marok. 30,5 9,0 Marok. 29,8 16,2 ander 20,6 9,6 ander 25,0 15,2 B: tweede vijf jaar, cohort E: tweede vijf jaar, cohort Nationaliteit Nationaliteit van de vrouw Nationaliteit Nationaliteit van de vrouw van de van de man NL buurl. Z-Eur. Turkije Marok. ander man NL buurl. Z-Eur. Turkije Marok. ander NL 11,8 15,9 16,0 28,2 15,2 19,6 NL 10,4 15,2 18,9 16,4 23,1 18,6 buurl. 11,7 3,5 buurl. 12,4 7,2 Z-Eur. 17,5 10,6 Z-Eur. 19,7 10,4 Turkije 32,5 7,9 Turkije 28,5 3,4 Marok. 28,6 22,6 Marok. 39,1 17,4 ander 19,5 11,5 ander 22,9 12,2 C: derde vijf jaar, cohort Nationaliteit Nationaliteit van de vrouw van de man NL buurl. Z-Eur. Turkije Marok. ander NL 7,3 7,8 9,5 12,5 4,1 9,7 buurl. 6,7 4,0 Z-Eur. 10,5 6,7 Turkije 12,1 0,2 Marok. 14,6 17,0 ander 9,6 6,4 Noot: Bron: NL = Nederland; buurl. = België, Luxemburg, Duitsland, Frankrijk, Verenigd Koninkrijk; Z Eur. = Portugal, Spanje, Italië, voormalig Joegoslavië, Griekenland; Marok. = Marokko; ander = alle andere landen. Multivariate modellen. Vette getallen duiden op heterogamie-effect. Huwelijks- en echtscheidingsregistraties CBS. Mndstat bevolking 2002/9 9

10 Gemengd huwelijk en echtscheiding: een dynamische analyse op registergegevens (Janssen en De Graaf, 2000). Uitgebreider onderzoek hiernaar, op basis van dezelfde en andere gegevens, is uitgevoerd door Janssen (2002). Een grotere acceptatie van gemengde huwelijken zou een relatief lagere echtscheidingskans in de loop van de tijd met zich mee kunnen brengen. Hiervan blijkt echter niet of nauwelijks sprake. Als huwelijken gesloten in de periode vergeleken worden met huwelijken gesloten in de periode , blijkt de invloed van het gemengd huwen op de kans op echtscheiding duidelijk te blijven bestaan. Hierbij moet overigens wel rekening worden gehouden met een algemene toename van de echtscheidingskans in deze perioden. Gemengde huwelijken hebben in de later gesloten huwelijken weliswaar een beduidend grotere echtscheidingskans in de eerste vijf jaar huwelijk dan de eerder gesloten huwelijken, maar deze toename is toe te schrijven aan het feit dat alle huwelijken een beduidend grotere echtscheidingskans hebben gekregen begin jaren tachtig. Vooral in de eerste jaren van het huwelijk werd in de eerste helft van de jaren tachtig frequenter gescheiden dan in de tweede helft van de jaren zeventig. Literatuur CBS, 1958, Echtscheidingen in Nederland W. de Haan, Zeist. Dumon, W.A. en G.A. Kooy, 1983, Echtscheiding in België en Nederland. Van Loghum Slaterus, Deventer. Harmsen, C.N., 1998, Naar geboorteland gemengde huwelijken. Maandstatistiek van de bevolking, augustus 1998, blz Heijdt, J. van der, 1996, Gemengde huwelijken lopen vaker stuk. Maandstatistiek van de bevolking, juni 1996, blz. 6. Hendrickx, John A.M., 1994, The Analysis of Religious Assortative Marriage: An Application of Design Techniques for Categorical Models. Thesis Publishers, Amsterdam. Hendrickx, J., 1998, Religious and educational assortative marriage patterns in the Netherlands, The Netherlands Journal of Social Sciences, 34, blz Hendrickx, J., O. Schreuder en W. Ultee, 1994, Die konfessionelle Mischehe in Deutschland ( ) und den Niederlanden ( ). Kölner Zeitschrift für Soziologie und Sozialpsychologie, 46, blz Hendrickx, J., W. Uunk en J. Smits, 1995, Stratificatie en het huwelijk: partnerkeuze en partnereffecten. In: J. Dronkers en W.C. Ultee (eds), Verschuivende ongelijkheid in Nederland: Sociale gelaagdheid en mobiliteit, blz Van Gorcum, Assen. Hoog, C. de, 1982, Partnerselectie bij huwelijkssluiting in Nederland. Landbouwuniversiteit Wageningen. Janssen, J.P.G., 2002, Do Opposites Attract Divorce? Mixed marriage and the risk of divorce in the Netherlands. Dissertatie KU Nijmegen. Janssen, J.P.G., P.M. de Graaf en M. Kalmijn, 1999, Heterogamie en echtscheiding: Een analyse van Nederlandse registergegevens Bevolking en Gezin, 28, blz Janssen, J.P.G. en P.M. de Graaf, 2000, Heterogamie en echtscheiding: Gebrek aan overeenkomst in voorkeuren of gebrek aan sociale steun? Mens & Maatschappij, 75, blz Smits, J., 1996, Trouwpatronen en sociale openheid: Opleidingshomogamie en beroepshomogamie in een zestigtal landen. Dissertatie KU Nijmegen. Smits, J., W. Ultee en J. Lammers, 1999, Occupational Homogamy in Eight Countries of the European Union, Acta Sociologica, 42, blz Uunk, W., 1996, Who Marries Whom? The Role of Social Origin, Education and High Culture in Mate Selection of Industrial Societies During the Twentieth Century. Dissertatie KU Nijmegen. Uunk, W. en M. Kalmijn, 1996, Wie trouwt met wie binnen de opleidingselite? De invloed van studierichting en onderwijsniveau. Sociologische Gids, 43, blz Hendrickx, J., J. Lammers en W. Ultee, 1991, Religious assortative marriage in the Netherlands Review of Religious Research, 33, blz Centraal Bureau voor de Statistiek

11 Helft van het aantal allochtonen uit de voormalige Sovjetrepublieken bestaat uit Russen Maarten Alders en Han Nicolaas Op 1 januari 2002 telde Nederland 35 duizend allochtonen met als herkomst de voormalige Sovjet-Unie. In 1992 telde deze groep nog 8 duizend personen. Omdat de voormalige Sovjetrepublieken, zoals Rusland en Oekraïne, in veel gevallen niet afzonderlijk voorkomen in de bevolkingsstatistieken, was het tot dusverre niet mogelijk bevolkingscijfers over de afzonderlijke landen te publiceren. Voor het eerst is nu een schatting gemaakt van deze afzonderlijke groepen. Mede op basis van de ontwikkelingen in de migratie naar land van herkomst, wordt geschat dat 19 duizend van de 35 duizend personen met als herkomst de voormalige Sovjet-Unie afkomstig zijn uit Rusland. Cijfers over allochtonen uit de voormalige Sovjetrepublieken Op 1 januari 2002 woonden in Nederland 35 duizend personen die behoren tot de herkomstgroep voormalige Sovjet-Unie. Tot nog toe was het in de bevolkingsstatistiek niet mogelijk deze groep onder te verdelen in de landen die ontstonden in december 1991 toen de voormalige Sovjet-Unie werd ontbonden en vervangen door het GOS, het Gemenebest van Onafhankelijke Staten. Hierdoor ontstonden een aantal zelfstandige landen: Armenië, Azerbeidzjan, Estland, Georgië, Kazachstan, Kirgizië, Letland, Litouwen, Moldavië, Oekraïne, Oezbekistan, Rusland, Tadzjikistan, Toerkmenistan en Wit-Rusland (Belarus). Deze groep landen wordt hier aangeduid als de voormalige Sovjetrepublieken. Ondanks het feit dat de Sovjet-Unie als land niet meer bestaat, speelt het in de bevolkingsstatistieken nog steeds een belangrijke rol. Personen uit de voormalige Sovjet-Unie die vóór 1992 zijn geboren, hebben in de statistieken immers als geboorteland de voormalige Sovjet-Unie en niet een van de nieuwe landen. Omdat allochtonen worden onderscheiden naar hun geboorteland (eerste generatie) of dat van hun ouders (tweede generatie), vormt het ontbreken van de nieuwe landen een probleem voor het bepalen van het aantal allochtonen dat uit de afzonderlijke voormalige Sovjetrepublieken afkomstig is. Toch is er wel behoefte aan deze informatie, gezien de grote diversiteit binnen deze groep landen. Dit artikel beschrijft hoe een schatting is gemaakt van de omvang van deze groepen allochtonen. Methodiek Hoewel de nieuwe landen als geboorteland ontbreken, kan toch een goede schatting worden gemaakt van het aantal personen afkomstig uit de voormalige Sovjetrepublieken. Eerst wordt de omvang van de eerste generatie geschat. Deze schatting wordt vervolgens gebruikt om een schatting voor de tweede generatie te maken. Eerste generatie De omvang van de eerste generatie allochtonen uit de voormalige Sovjetrepublieken wordt in grote lijnen bepaald door de omvang van de migratiestromen in opeenvolgende jaren. De immigratie vanuit de voormalige Sovjetrepublieken kan het best worden onderzocht door het land van herkomst als uitgangspunt te nemen en niet, zoals gebruikelijk, het land van geboorte van de migrant (Alders en Nicolaas, 2002). Sinds 1992 komen de nieuwe landen immers wel voor in de migratiestatistieken. Begonnen wordt met een schatting voor het jaar In dit jaar woonden er 3,5 duizend personen in Nederland die geboren waren in de voormalige Sovjet-Unie (staat 1). Verondersteld wordt dat de verdeling van deze personen over de afzonderlijke landen gelijk is aan verdeling van de immigratie naar land van herkomst in Hierbij wordt impliciet verondersteld dat de migratie vóór 1992 dezelfde verdeling heeft als die in Het aantal allochtonen van de eerste generatie op 1 januari van jaar t wordt bepaald door de toename van het aantal personen met herkomstgroep voormalige Sovjet-Unie in jaar t-1 te verdelen volgens de immigratie naar land van herkomst in jaar t-1 en dit aantal op te tellen bij het aantal personen op 1 januari van jaar t-1. Opgemerkt wordt dat voor de jaren 1993 en 1994 geen goede cijfers voorhanden zijn over het aantal allochtonen. Om deze reden worden deze jaren samengevoegd in de berekeningen en wordt dus gekeken naar de toename van het aantal personen tussen 1992 en Ter verduidelijking wordt de bovenstaande methodiek toegelicht aan de hand van staat 1. In 1992 telde de eerste generatie met herkomstgroep voormalige Sovjet-Unie 3,5 duizend personen. Deze personen worden over de afzonderlijke landen verdeeld conform de immigratie naar land van herkomst in dat jaar. Het overgrote deel van de immigratie (85 procent) van de groep blijkt in 1992 uit Russen te bestaan. In 1995 is het aantal personen uit de voormalige Sovjet-Unie toegenomen tot 6,6 duizend. Deze toename van 3,1 duizend personen is verdeeld volgens de verdeling van de immigratie naar land van herkomst in de tussenliggende jaren. Ongeveer 65 procent van deze immigratie kwam uit Rusland. Dit betekent dat 65 procent van de 3,1 duizend personen als Rus worden geteld. Dit aantal personen wordt opgeteld bij de 3,0 duizend Russen in 1992, wat resulteert in 5,0 duizend Russen in Tweede generatie De omvang van de tweede generatie wordt niet direct bepaald door de omvang van de migratie. De tweede generatie is immers in Nederland geboren. Er is uiteraard wel een indirect verband met de omvang van de migratie, omdat de tweede generatie wordt geboren uit de eerste generatie. De omvang van de tweede generatie wordt als volgt bepaald. In 1992 bestond de totale tweede generatie met herkomstgroep voormalige Sovjet-Unie uit 4,7 duizend personen (staat 2). Verondersteld wordt dat de verdeling van deze groep personen over de afzonderlijke landen gelijk is aan de verdeling van de eerste generatie. Dit is een plausibele veronderstelling, omdat de eerste generatie voor het overgrote deel uit Russen bestond. Logischerwijs moet dan ook de tweede generatie hoofdzakelijk uit Russen bestaan. De omvang van de tweede generatie op 1 januari van jaar t wordt bepaald door de toename van het aantal personen van de tweede generatie met herkomstgroep voormalige Sovjet-Unie in jaar t-1 op dezelfde wijze te verdelen als de eerste generatie op 1 januari van jaar t-1 en dit aantal op te tellen bij het aantal personen van de tweede generatie op 1 januari van jaar t-1. De reden voor deze aanpak is het feit dat de tweede generatie allochtonen die er jaarlijks bijkomt, wordt geboren uit de eerste generatie. In grote lijnen wordt bij deze aanpak verondersteld dat het bruto geboortecijfer, dat de verhouding weergeeft tussen het totale aantal geboorten en de omvang van de bevolking, voor elke afzonderlijke groep gelijk is. Mndstat bevolking 2002/9 11

12 Helft van het aantal allochtonen uit de voormalige Sovjet-republieken bestaat uit Russen Staat 1 Omvang eerste generatie allochtonen, voormalige Sovjetrepublieken, 1 januari Armenië Azerbeidzjan Estland Georgië Kazachstan Kirgizië Letland Litouwen Moldavië Oekraïne Oezbekistan Rusland Tadzjikistan Toerkmenistan Wit-Rusland Totaal (voormalig Sovjet-Unie) Staat 2 Omvang tweede generatie allochtonen, voormalige Sovjetrepublieken, 1 januari Armenië Azerbeidzjan Estland Georgië Kazachstan Kirgizië Letland Litouwen Moldavië Oekraïne Oezbekistan Rusland Tadzjikistan Toerkmenistan Wit-Rusland Totaal (voormalig Sovjet-Unie) Nogmaals wordt opgemerkt dat voor de jaren 1993 en 1994 geen goede cijfers voorhanden zijn over het aantal allochtonen. Om deze reden worden deze jaren samengevoegd in de berekeningen en wordt dus gekeken naar de toename van het aantal personen tussen 1992 en De resultaten van deze methodiek zijn te vinden in staat 2. Resultaten De bovenstaande methodiek levert voor het eerst een beeld van de aantallen allochtonen afkomstig uit de voormalige Sovjetrepublieken. Het totale aantal allochtonen uit deze republieken is de laatste jaren sterk toegenomen. In 1992 bestond deze groep uit 8 duizend personen. In tien jaar is de groep in omvang ruim verviervoudigd, tot 35 duizend personen. Zij vormen daarmee een van de sterkst groeiende groepen allochtonen. De Russen vormen momenteel met 19 duizend personen veruit de grootste groep (grafiek 1). Het grootste deel wordt gevormd door de eerste generatie met 13 duizend personen. De andere groepen zijn beduidend kleiner van omvang. De groep Oekraïners is met 4,2 duizend personen de tweede groep in omvang, gevolgd door de Azerbeidzjanen en Armeniërs. Deze groepen zijn niet alleen kleiner in omvang dan de groep Russen, maar kennen naar verhouding ook een zeer kleine tweede generatie. Het aantal Russen is de afgelopen jaren toegenomen tot 19 duizend op 1 januari 2002, 12 duizend meer dan tien jaar geleden (grafiek 2). Ondanks deze toename is hun aandeel geleidelijk afgenomen. In 1992 bestond nog 86 procent van de totale groep uit Russen. Inmiddels is dit aandeel teruggelopen tot iets meer dan de helft. Deze daling is het gevolg van de sterke toename van de immigratie uit Armenië, Azerbeidzjan en Oekraïne in de laatste jaren. De toename van de tweede generatie verloopt minder hard dan die van de eerste generatie. In 1992 was de totale tweede generatie nog groter dan de eerste generatie. Inmiddels is de tweede generatie aanzienlijk kleiner. Daarnaast bestaat het overgrote deel van de tweede generatie uit Russen en, in veel mindere mate dan bij de eerste generatie, uit Armeniërs, Azerbeidzjanen en Oekraïners. De reden is dat deze laatstgenoemde herkomstgroepen een nog korte geschiedenis in Nederland hebben. Zij zijn veelal nog niet begonnen aan gezinsvorming en -uitbreiding. Dit is ook de reden dat de toename van de tweede generatie achterblijft bij die van de eerste generatie, ook bij de Russen. Literatuur Alders, M. en H. Nicolaas, 2002, Immigratie vanuit de voormalige Sovjetrepublieken. Maandstatistiek van de bevolking, juli 2002, blz Centraal Bureau voor de Statistiek

13 Helft van het aantal allochtonen uit de voormalige Sovjet-republieken bestaat uit Russen 1. Aantal allochtonen uit de voormalige Sovjetrepublieken, 1 januari 2002 Armenië Azerbeidzjan Estland Georgië Kazachstan Kirgizië Letland Litouwen Moldavië Oekraïne Oezbekistan Rusland Tadzjikistan Toerkmenistan Wit-Rusland x e generatie 2e generatie 2. Aantal allochtonen uit Armenië, Azerbeidzjan, Oekraïne en Rusland, 1januari 1) x Armenië Azerbeidzjan Oekraïne Rusland 1) Cijfers over 1993 en 1994 zijn lineair geïnterpoleerd. Mndstat bevolking 2002/9 13

14 Resultaten Primos-prognose 2001 Paul van der Hoek 1) De Primos-prognose van het ministerie van Volkshuisvesting, Ruimtelijke Ordening en Milieubeheer geeft inzicht in de toekomstige trends in de landelijke en regionale ontwikkeling van de bevolking, het aantal huishoudens en de woningbehoefte. In de Primos-prognose 1999 werd een beeld geschetst van een zich ontspannende woningmarkt. De Primos-prognose 2001 voorziet echter een sterkere groei van de woningbehoefte. Daarbij is momenteel sprake van een stagnerende bouwproductie. De vraag is dan ook of de spanning op de woningmarkt de komende jaren verder zal afnemen of juist zal toenemen. 1. Uitbreidingsbehoefte van het aantal woningen in de periode x Inleiding De Primos-prognose wordt al bijna vijfentwintig jaar met grote regelmaat in opdracht van het ministerie van Volkshuisvesting, Ruimtelijke Ordening en Milieubeheer (VROM) gemaakt en gebruikt bij de beleidsvoorbereiding met betrekking tot wonen. Het doel ervan is inzicht te geven in de te verwachten trends in de bevolkings-, huishoudens- en woningbehoefte-ontwikkeling, zowel landelijk als regionaal: aan hoeveel woningen is behoefte, waar en wanneer. Naast VROM zijn er ook vele andere gebruikers van de prognoseresultaten, zowel binnen als buiten de overheid en ook op andere terreinen dan het wonen. De Primos-prognose is bij uitstek gericht op het in beeld brengen van regionale ontwikkelingen. Daarom wordt in dit artikel de nadruk gelegd op de regionale uitkomsten van de in het begin van dit jaar gepubliceerde Primos-prognose ) (Den Otter en Heida, 2002). Deze nieuwe prognose gaat voor de landelijke ontwikkeling uit van de laatste (landelijke) bevolkingsprognose van het Centraal Bureau voor de Statistiek (CBS) van eind Over deze bevolkingsprognose is eerder in deze maandstatistiek al uitgebreid gerapporteerd. Om te beginnen worden aan de hand van wat globale landelijke uitkomsten enkele consequenties voor het beleid op het terrein van wonen besproken. In Van der Hoek (2002) wordt uitgebreider op deze beleidsconsequenties ingegaan Primos 1999 Primos tegen de actuele ontwikkeling van het woningaanbod, ofwel de woningbouwproductie. De achterblijvende bouwproductie is een veelbesproken item. De vraag is hoe deze zich verhoudt tot de actuele behoefteontwikkeling. In grafiek 2 is aangegeven van welke ontwikkelingen is uitgegaan in het huidige beleid, zoals dat is uitgewerkt in de nota Mensen, Wensen, Wonen (MWW), en wat het actuele beeld is. De groei van de behoefte en de netto bouwproductie (dat is de uit- 2. Vraag en aanbod aantal woningen x Uitgangspunten Nota MWW 2. Landelijke resultaten De nationale bevolkingprognose van het CBS is in het Primos-model vertaald naar de bevolkings- en huishoudensontwikkeling op regionaal en gemeentelijk niveau. Het aantal huishoudens bepaalt in sterke mate het aantal woningen dat nodig is. De groei van dit aantal benodigde woningen ofwel de uitbreidingsbehoefte is in grafiek 1 weergegeven. De nieuwe behoefteraming komt landelijk gezien wat hoger uit dan de vorige (van 1999), circa 70 duizend woningen in de periode tot Dat ligt voornamelijk aan de wat sterkere bevolkingsgroei door buitenlandse migratie die het CBS verwacht. Een van de beleidstoepassingen van de Primos-prognose is dat de verwachte ontwikkeling van de woningbehoefte wordt afgezet Vraag: Primos 1999 Aanbod: Ambitieprogramma x Actuele ontwikkelingen 1) Paul van der Hoek is werkzaam bij het ministerie van Volkshuisvesting, Ruimtelijke Ordening en Milieubeheer, Directoraat- Generaal Wonen. Meningen in dit artikel hoeven niet overeen te komen met het standpunt van het CBS. 2) Zie ook de VROM-website, bij Onderzoek naar wonen; daar zijn ook gedetailleerde cijfers per regio op te vragen. Voor nog meer gegevens zie Vraag: Primos Aanbod: Bouwprognose 14 Centraal Bureau voor de Statistiek

15 Resultaten Primos-prognose 2001 breiding van de woningvoorraad) zijn naast elkaar gezet per vijfjaars-periode. Daarbij is voor de actuele ontwikkeling van het aanbod uitgegaan van de laatste Bouwprognoses van VROM 3). Als beide grafieken met elkaar worden vergeleken, is te zien dat in de periode tot 2005 een omgekeerd beeld is ontstaan. In de nota MWW werd aangenomen dat het aanbod ruim boven de groei van de behoefte zou uitgaan. Dit zou leiden tot een flinke ontspanning van de woningmarkt. Het actuele beeld is echter dat het aanbod achterblijft bij de behoefte. Daarom is in plaats van een afname juist een toename van het woningtekort te verwachten. Zoals hiervoor is aangegeven groeit de behoefte wel iets sterker (circa 40 duizend in deze vijfjaars-periode), maar het is vooral het geringere aanbod (circa 120 duizend minder) dat hiervoor verantwoordelijk is. In de tweede vijfjaars-periode zit minder dynamiek: vraag en aanbod gaan ongeveer gelijk op. Dit betekent dat de spanning op de woningmarkt in die periode gelijk blijft. Het beleid in de nota MWW is gericht op een ingrijpende kwaliteitsverbetering van de woningvoorraad, onder meer door transformatie van bestaande wijken. De opvatting over de noodzaak van deze stedelijke transformatie wordt breed gedragen, ook door de regionale partijen waarmee het Rijk bestuurlijk overleg heeft gevoerd over de uitvoering van dit beleid. Met deze partijen heeft het Rijk begin dit jaar hierover afspraken gemaakt. Het oplopende woningtekort kan echter het tempo waarin dit beleid wordt uitgevoerd beïnvloeden. Dit onderstreept de urgentie van het verhogen van de woningbouwproductie. Het (vorige) kabinet heeft hier dan ook hoge prioriteit aan gegeven. 3. Regionale ontwikkelingen 4) Regio s onderscheiden zich op allerlei terreinen, zoals in de bevolkingsopbouw, de huishoudenssamenstelling, het opleidingsniveau, de arbeidsmarkt, de economische ontwikkeling, de woningvoorraad en de woningbehoefte. Deze historisch gegroeide verschillen leiden, tezamen met verschillen in gedrag, ook tot differentiatie in de toekomstige ontwikkelingen. In de Primos-prognose wordt expliciet rekening gehouden met deze verschillen. Hieronder wordt aangegeven wat dit betekent voor de toekomstige regionale ontwikkeling van achtereenvolgens de bevolking, de huishoudens en de woningbehoefte. Per onderdeel zal eerst worden ingegaan op de uitgangspunten van de prognose. Vervolgens worden de resultaten gepresenteerd. 3.1 De regionale bevolkingsontwikkeling Uitgangspunten Geboorte Binnen Nederland bestaan duidelijke regionale verschillen in vruchtbaarheidsniveau: vrouwen krijgen in de ene regio gemiddeld meer kinderen dan in de andere regio. Deze verschillen hangen onder meer samen met sociaal-culturele verschillen en regionale verschillen in opleidingsniveau. Voor een deel worden deze verschillen in stand gehouden door selectieve migratie. Zo zijn de grotere steden altijd al aantrekkelijk geweest voor jongeren, die zich daar dan ook relatief vaak vestigen. Degenen die kinderen willen krijgen, vertrekken vaak juist weer naar minder stedelijke gemeenten in de omgeving. 3) 4) Op de geraamde bruto bouwproductie is een trendmatig aantal onttrekkingen in mindering gebracht om de uitbreiding van de woningvoorraad te bepalen. Deze paragraaf is voor een belangrijk deel overgenomen uit de aangehaalde Primos-publicatie. In de jaren zeventig zijn de regionale vruchtbaarheidsverschillen aanzienlijk afgenomen. Blijkbaar was het effect van afnemende sociaal-culturele verschillen sterker dan het effect van selectieve migratie. Aan het eind van de jaren tachtig is dit convergentieproces echter tot stilstand gekomen. Toch zijn er nog steeds regio s die wat betreft vruchtbaarheid wat dichter tot het Nederlands gemiddelde naderen, maar er zijn er ook die zich daar juist enigszins van verwijderen: het houdt elkaar ongeveer in evenwicht. In de Primos-prognose wordt verondersteld dat alleen in regio s waarvan de vruchtbaarheid in de afgelopen jaren het nationaal gemiddelde naderde, dit proces zich nog enigszins doorzet. Voor regio s die zich de afgelopen vijf jaar van het nationaal gemiddelde hebben verwijderd, wordt verondersteld dat die verandering in de komende vijf jaar geleidelijk ombuigt en teniet wordt gedaan. Er blijven dus ook in de prognose regionale verschillen bestaan in gemiddeld kindertal, maar deze verschillen zijn kleiner dan in het verleden. Sterfte In Zeeland worden mensen gemiddeld ouder dan in Noord-Brabant of Limburg. Binnen Nederland bestaan niet-verwaarloosbare regionale verschillen in sterftekansen. In onderzoek is een verband gelegd met (vroegere) ongezonde werkomstandigheden, zoals werk in de mijnen en de textielindustrie, met verschillen in levensstijl en met de kwaliteit van medische voorzieningen, zonder dat evenwel de bestaande verschillen daaruit geheel verklaard kunnen worden. Ondanks de algehele toename van de gemiddelde levensverwachting, blijken de regionale verschillen niet te verdwijnen. In de Primos-prognose wordt verondersteld dat deze verschillen in dezelfde mate ook in de toekomst (zullen) blijven bestaan. Immigratie Immigranten verdelen zich ongelijk over de Nederlandse gemeenten. Een derde deel vestigt zich in een van de vier grote steden. Dit beeld verschilt afhankelijk van het geboorteland van de immigranten. Zo vestigt 70 procent van de immigrerende Surinamers zich in een van de vier grote steden, voor Marokkanen is dat bijna 60 procent en voor Turken bijna 50 procent. Het meest gespreid vestigen zich de immigranten die oorspronkelijk in Nederland geboren zijn. Het spreidingspatroon van de immigranten is redelijk stabiel in de tijd. Het meest veranderd is de laatste jaren het vestigingspatroon van asielmigranten. Sinds 1993 is het aandeel asielmigranten dat zich in een van de vier grote steden vestigde sterk gedaald. Verondersteld wordt dat dit het gevolg is van het opvangbeleid van de overheid. Sinds 1993 heeft iedere gemeente in Nederland een taakstelling bij de opvang van asielzoekers met een verblijfsvergunning (statushouders). Vanaf 1995 geldt als verdeelsleutel daarbij de gemeentelijke bevolkingsomvang. De onevenredig sterke toestroom naar de vier grote steden is daardoor duidelijk verminderd. Het blijkt overigens dat veel asielmigranten uiteindelijk toch naar de grote steden verhuizen. Het gevoerde opvangbeleid is dus wel effectief geweest, maar het leidt op den duur niet tot een evenredige spreiding. In de Primos-prognose worden de door het CBS geraamde nationale aantallen immigranten verdeeld over de gemeenten aan de hand van een op basis van het verleden geschat spreidingspatroon. Emigratie Gemeenten verschillen niet alleen in de mate waarin ze immigranten aantrekken. Ze verschillen ook in de emigratiegeneigdheid van de bevolking. Een extreem voorbeeld is wel de emigratie uit de gemeente Vaals. Vanuit deze gemeente vertrekken jaarlijks circa acht keer zoveel personen naar het buitenland als op basis van de bevolkingsomvang verwacht zou worden. Overigens is ook vestiging vanuit het buitenland in deze gemeente relatief zeer hoog. Een en ander heeft natuurlijk te maken met de ligging van Vaals in de nabijheid van een buitenlandse stad als Aken. Mndstat bevolking 2002/9 15

16 Resultaten Primos-prognose 2001 Voor de Primos-prognose is voor de emigratiegeneigdheid van de gemeentelijke bevolking een patroon geschat op basis van het verleden. Dit gemeentelijke patroon is altijd vrij stabiel gebleven. In de Primos-prognose worden de door het CBS geraamde nationale aantallen emigranten verdeeld over de gemeenten van vertrek op basis van het geschatte spreidingspatroon. Administratieve correcties De ontwikkelingen in de feitelijke emigratie worden jaarlijks door het CBS gepubliceerd. In de publicatie van de nationale prognose maakt het CBS echter geen onderscheid tussen verwachte geregistreerde emigratie en verwachte ongeregistreerde emigratie. De nationale prognose van het aantal emigranten is inclusief het saldo van de administratieve correcties (vertrek met onbekende bestemming oftewel ongeregistreerde emigratie). Ook in de nieuwe Primos-prognose worden beide vormen van vertrek niet onderscheiden. Het geraamde buitenlands migratiesaldo voor een gemeente of regio is nu dus inclusief het saldo administratieve correcties. Binnenlandse migratie Jaarlijks verhuizen rond de 600 duizend personen naar een andere gemeente. De binnenlandse migratie is daarom een belangrijk onderdeel van de gemeentelijke bevolkingsprognose. Mensen migreren om uiteenlopende redenen. Ze verhuizen om werkredenen, om gebruik te kunnen maken van bepaalde voorzieningen (bijvoorbeeld hoger onderwijs) of om woonredenen. Als mensen om woonredenen verhuizen, heeft dat vaak direct maken met de beschikbaarheid van woningen. Zo kan nieuwbouw in een gemeente leiden tot migratie van huishoudens vanuit omliggende gemeenten. In het Primos-model wordt de prognose van de migratie opgedeeld in interregionale migratie en intraregionale migratie. De interregionale migratie betreft de migratie tussen de in het model onderscheiden regio s. Er wordt uitgegaan van de bekende indeling in Corop-regio s (waarbij enkele kleinere of qua woningmarkt sterk samenhangende regio s zijn samengevoegd met aangrenzende regio s). Bij de interregionale migratie gaat het vooral om migratie over langere afstand. Daarbij spelen met name werkredenen en (in beperktere mate) onderwijsredenen een rol. Bij de modellering van de werkmigratie wordt binnen het nieuwe Primos-model een relatie gelegd met de regionale ontwikkeling van de werkgelegenheid. In de Primosprognose 2001 is voor de nationale ontwikkeling van de banengroei aangesloten bij het scenario European Coordination van het CPB. Voor de verdeling van deze groei over de Corop-regio s is de gemiddelde verdeling van de afgelopen vijf jaar aangehouden. Deze verdeling wordt in de prognose constant gehouden. Bij de berekening van de werkmigratie wordt rekening gehouden met pendelmogelijkheden en met de schaarste op de regionale woningmarkten. De onderwijsmigratie tussen de regio s betreft de migratie (van jongeren) naar instellingen voor hoger onderwijs (HBO en WO). Hiertoe wordt in de Primos-prognose een koppeling gelegd met de prognose van het aantal eerstejaarsstudenten die gepubliceerd wordt door het ministerie van Onderwijs, Cultuur en Wetenschappen. De toedeling van de interregionale migratie naar de gemeenten vindt plaats op basis van het spreidingspatroon dat deze migranten in het verleden lieten zien, in samenhang met de ruimte op de gemeentelijke woningmarkten. De onderwijsmigranten worden afzonderlijk aan de gemeenten toegedeeld aan de hand van het herkomst-bestemmingspatroon van studenten (in het Hoger Beroepsonderwijs en het Wetenschappelijk Onderwijs). De intraregionale migratie betreft de verhuizingen die plaatsvinden binnen een regio. Hierbij wordt onderscheid gemaakt tussen starters en doorstromers. Deze migratie wordt bepaald op basis van vraag en aanbod op de regionale woningmarkt. Het woningaanbod wordt hierbij onderscheiden naar woningtype (eengezins/meergezins, huur/koop en prijs), locatie (gemeente) en tien mogelijke woonmilieutypes: centrum-stedelijk-plus; centrum-stedelijk; stedelijk vooroorlogs; stedelijk naoorlogs compact; stedelijk naoorlogs grondgebonden; groen-stedelijk; kleinstedelijk; Kleinstedelijk-groen; centrum-dorps; landelijk wonen Prognoseresultaten regionale bevolkingsontwikkeling In grafiek 3 is de verwachte ontwikkeling van de bevolking per provincie weergegeven. Daarbij is te zien in welke mate de verschillende demografische componenten bijgedragen aan die ontwikkelingen. De provinciale bevolkingsgroei wordt bepaald door de natuurlijke aanwas (geboorte en sterfte), het binnenlands migratiesaldo (vestiging en vertrek) en het buitenlands migratiesaldo (immigratie en emigratie). In absolute zin groeit de bevolking het sterkst in Zuid-Holland en Noord-Holland. In grafiek 3 is te zien dat op provinciaal niveau de bevolkingsontwikkeling voornamelijk wordt bepaald door de natuurlijke aanwas en de buitenlandse migratie. In Flevoland is de 3. Bevolkingsontwikkeling per provincie in de periode x Groningen Frielsland Drenthe Overijssel Gelderland Utrecht N-Holland Z-Holland Zeeland N-Brabant Limburg Flevoland Natuurlijke aanwas Saldo buitenlandse migratie Saldo binnenlandse migratie Totale bevolkingsgroei 16 Centraal Bureau voor de Statistiek

17 Resultaten Primos-prognose 2001 binnenlandse migratie de belangrijkste groeicomponent in de prognose. In deze provincie vestigen zich vooral veel woningzoekenden uit Noord-Holland. De nieuwe prognose van de bevolkingsgroei komt voor Groningen, Noord-Holland en met name Zuid-Holland fors hoger uit dan de Primos-prognose Voor deze provincies wordt naast een hogere natuurlijke aanwas en een hoger buitenlands migratiesaldo ook een positievere ontwikkeling van het binnenlands migratiesaldo verwacht dan in de vorige prognose. Gezien de recente feitelijke ontwikkelingen in het binnenlandse migratiepatroon lijkt het erop dat in de Primos-prognose 1999 voor met name Zuid-Holland het negatieve saldo te groot was. In het vorige Primos-model werd de migratie tussen de provincies in hoofdzaak bepaald door de gerealiseerde ontwikkeling in het verleden. Zuid-Holland liet vooral in het midden van de jaren negentig een fors negatief migratiesaldo zien. Deze ontwikkeling werd in het model doorgetrokken naar de toekomst. De recente feitelijke ontwikkelingen laten echter een trend naar een afnemend negatief migratiesaldo zien. In het nieuwe Primos-model wordt migratie over langere afstand, zoals tussen provincies, voornamelijk bepaald door de veronderstelde regionale werkgelegenheidsontwikkeling. Conceptueel biedt deze inhoudelijke koppeling meer inzicht in oorzaak en gevolg dan het doortrekken van de migratie in het verleden. 3.2 De regionale huishoudensontwikkeling gerelateerd aan de in het verleden gerealiseerde veranderingen in de burgerlijke staat en aan de stedelijkheid van gemeenten (de omgevingsadressendichtheid ). De processen van samenwonen en scheiden worden gerelateerd aan gemeentelijke afwijkingen van nationale burgerlijke-staatsveranderingskansen. Andere processen, zoals het uit huis gaan, worden gerelateerd aan gemeentelijke verschillen in stedelijkheid. De huishoudensvorming heeft in de afgelopen decennia een sterke ontwikkeling doorgemaakt. De regionale verschillen in huishoudensvorming zijn in de afgelopen jaren echter niet wezenlijk veranderd. Ook voor de prognose wordt verondersteld dat deze verschillen zullen blijven bestaan Prognoseresultaten regionale huishoudensontwikkeling In aantal huishoudens is Noord-Brabant de sterkst groeiende provincie (grafiek 4). Tussen 2000 en 2010 zullen daar naar verwachting meer dan 120 duizend huishoudens bij komen. Dit betekent een groei van bijna 13 procent (nationaal 9 procent). Flevoland is in relatieve zin de sterkst groeiende provincie. In dezelfde periode zal het aantal huishoudens er met 30 procent toenemen. Noorden Zuid-Holland behoren tot de provincies met een minder dan gemiddelde procentuele groei (resp. 8 en 6 procent), maar in absolute aantallen staan beide provincies toch op een gedeelde tweede plaats Uitgangspunten Binnen Nederland zijn er duidelijke regionale verschillen waarneembaar in de huishoudensvorming. Deze verschillen blijken samen te gaan met verschillen in stedelijkheid en locatie, en met de aanwezigheid van instellingen voor hoger onderwijs. De verschillen uiten zich door regionale verschillen in de huishoudenssamenstelling. Zo komen er in stedelijke gemeenten relatief meer alleenstaanden en eenoudergezinnen voor dan in minder stedelijke gemeenten. In de minder stedelijke gemeenten zijn er juist relatief veel samenwonenden, vooral gezinnen met kinderen. Er is sprake van een verschil in de mate van individualisering van de gemeentelijke samenleving. In stedelijke gemeenten gaat men relatief vaker scheiden en gaan jongeren eerder uit huis en vaker een tijd alleen wonen. Selectieve migratie 4. Huishoudensgroei per provincie in de periode x Groningen Friesland Drenthe Overijssel Gelderland Utrecht N-Holland Z-Holland Zeeland N-Brabant absoluut Limburg Flevoland Selectieve migratie is een belangrijke bron van gemeentelijke verschillen in huishoudenssamenstelling. Samenhangend met verschillen in arbeidsmarkt, woningmarkt, opleidingsmogelijkheden en tal van andere voorzieningen, vestigen sommige huishoudenstypes zich meer in bepaalde gemeenten en vertrekken andere huishoudenstypes juist veel. Het algemene patroon in de selectieve migratie is dat jongere en kleine huishoudens zich relatief vaak vestigen in stedelijke gemeenten, terwijl wat oudere en grotere huishoudens daaruit relatief vaak vertrekken. Over de relatie tussen stedelijkheid en individualisatie is een aantal opmerkingen te maken. Stedelijke gemeenten hebben over het algemeen meer voorzieningen bijvoorbeeld in de samenstelling van de woningvoorraad die ruimte bieden voor een individualistische huishoudensvorming. Personen in zo n gemeente kunnen er daardoor gemakkelijker voor kiezen om bijvoorbeeld als alleenstaande te gaan wonen. Daarnaast weerspiegelt zich in deze huishoudensvorming ook het indirecte effect van de selectieve migratie uit het verleden. Doordat stedelijke gemeenten aantrekkelijk zijn voor kleinere huishoudens, zijn er in de loop van de tijd steeds relatief veel migranten aangetrokken met een meer individualistisch gerichte sociaal-culturele achtergrond. Dit uit zich ook in een, naar de toekomst toe, individualistisch gericht huishoudensvormingspatroon. In de Primos-prognose wordt rekening gehouden met gemeentelijke verschillen in huishoudensvorming. Deze verschillen worden % in % per provincie Groningen Friesland Drenthe Overijssel Gelderland Utrecht Als grafiek 4 vergeleken wordt met grafiek 3, valt op dat de verschillen in huishoudensgroei tussen provincies niet steeds overeenkomen met de verschillen in bevolkingsgroei. Dit is bijvoorbeeld het geval voor Noord-Brabant en Zuid-Holland. Dit hangt deels samen met verschillen in de huishoudensontwikkeling en in het bijzonder met de nivellering van verschillen in individuali- N-Holland Z-Holland Zeeland N-Brabant Limburg Flevoland Mndstat bevolking 2002/9 17

18 Resultaten Primos-prognose 2001 sering (het aandeel alleenstaanden). Zo ligt in Zuid-Holland de individualisering al op een hoog niveau en zal deze in de toekomst naar verwachting nog maar weinig toenemen. In Noord-Brabant wordt in de prognoseperiode een inhaalslag verwacht en groeit het percentage alleenstaanden naar het Zuid-Hollandse niveau. 3.3 De regionale woningbehoefte-ontwikkeling Uitbreidingsbehoefte De regionale uitbreidingsbehoefte betreft het aantal woningen dat nodig is om de groei van de woningbehoefte op te vangen. In staat 1 is de uitbreidingsbehoefte weergegeven voor de periodes en De uitbreidingsbehoefte komt sterk overeen met de groei van het aantal huishoudens. De uitbreidingsbehoefte is het laagst in Zeeland en het hoogst in Noord-Brabant. Staat 1 Uitbreidingsbehoefte van het aantal woningen per provincie in de periode x In het begin van dit artikel is al aangegeven dat volgens de Bouwprognose landelijk gezien een toename van het woningtekort is te verwachten, vooral in de periode tot In grafiek 5 is aangegeven hoe het tekort zich in deze periode op provinciaal niveau ontwikkelt. Het valt op dat als gevolg van de achterblijvende productie in de Bouwprognose in bijna alle provincies een toename van het woningtekort is te verwachten, behalve in Zeeland en in Limburg. In de ambitievariant zou in veel provincies een daling van het tekort optreden. 5. Woningtekort in % van de woningvoorraad per provincie, 2000 en ,0 5,0 4,0 3,0 2,0 1,0 0,0 1,0 % Groningen Friesland Drenthe Overijssel Gelderland Utrecht Noord-Holland Zuid-Holland Zeeland Noord-Brabant Limburg Flevoland ,0 3,0 4,0 Groningen Friesland Drenthe Overijssel Gelderland Utrecht N-Holland Bouwprognose 2005 Ambitieprogramma Z-Holland Zeeland N-Brabant Limburg Flevoland Nederland Nederland Woningvoorraadontwikkeling In staat 2 is de ontwikkeling van de woningvoorraad weergegeven volgens het ambitieprogramma uit de nota MWW en volgens de actuele ontwikkeling zoals afgeleid uit de Bouwprognoses van VROM. Het betreft per variant de nieuwbouw, het aantal woningonttrekkingen en de hieruit resulterende uitbreiding van de woningvoorraad. Staat 2 Ontwikkelingen van de woningvoorraad per provincie in de periode Ambitieprogramma x Bouwprognose nieuwbouw onttrekkingen uitbreiding nieuwbouw onttrekkingen uitbreiding Groningen Friesland Drenthe Overijssel Gelderland Utrecht Noord-Holland Zuid-Holland Zeeland Noord-Brabant Limburg Flevoland Nederland Conclusie In de Primos-prognose 1999 werd een beeld geschetst van een zich ontspannende woningmarkt. In de Primos-prognose 2001 wordt dit beeld genuanceerd. In de eerste plaats wordt in de nieuwe prognose een sterkere groei van de woningbehoefte geraamd, een direct gevolg van de hogere bevolkingsprognose. In de tweede plaats is er momenteel sprake van een stagnerende bouwproductie, waarbij nog onzeker is hoe lang deze stagnatie aan zal houden. Als de uitbreiding van de woningvoorraad zich in de komende jaren voltrekt volgens het ambitieprogramma van de nota MWW, dan zal de spanning op de woningmarkt verder afnemen. Als de groei van de woningvoorraad echter blijft stagneren zoals aangenomen in de Bouwprognoses, dan zal de spanning op de woningmarkt in de komende jaren toenemen. Literatuur Ministerie van VROM, 2001, Bouwprognoses Ministerie van VROM, Den Haag. Otter, J.H. den, en H.R. Heida, 2002, Primosprognose 2001, De toekomstige ontwikkeling van bevolking, huishoudens en woningbehoefte, ABFResearch/ministerie van Volkshuisvesting, Ruimtelijke Ordening en Milieubeheer, februari Van der Hoek, P., 2002, De Primosprognose 2001: verhoging woningbouwproductie hard nodig! Tijdschrift voor de Volkshuisvesting, sept. 2002, nr. 5, blz. 43 e.v. 18 Centraal Bureau voor de Statistiek

19 Verschil in sterfte tussen mannen en vrouwen per generatie Ron Tas Niet alleen leven vrouwen langer dan mannen, maar ze hebben ook op vrijwel alle leeftijden lagere sterfterisico s. De ontwikkeling van het verschil in sterfterisico tussen mannen en vrouwen verschilt per leeftijdsgroep. Zo was het verschil in sterfte op middelbare leeftijd verwaarloosbaar voor generaties die vóór 1900 zijn geboren. Daarna is het verschil snel toegenomen. Het verschil in zuigelingensterfte is daarentegen vrijwel verdwenen. Op hoge leeftijd zijn de verschillen in sterfte flink toegenomen bij generaties die rond 1900 zijn geboren, omdat de daling van het sterfterisico bij de mannen sterk achterbleef bij die van de vrouwen. Bij latere generaties lijken de verschillen weer kleiner te worden. 1. Inleiding Voor personen geboren na 1850 zijn per geboortejaar gegevens beschikbaar over de ontwikkeling van de sterfte naar leeftijd. In twee eerdere artikelen (Tas, 2002a en 2002b) werden de overlevingscurven en de sterftequotiënten per generatie belicht. In het eerste artikel wordt beschreven welk deel van de oorspronkelijke generatie nog in leven was op een bepaalde leeftijd. In het tweede artikel wordt dieper ingegaan op de sterfterisico s die deze generaties hebben meegemaakt. In dit artikel wordt het verschil in sterfte tussen mannen en vrouwen per generatie belicht. 2. Sterftequotiënten Sterfte op jonge leeftijd De ontwikkeling van de leeftijdsspecifieke sterftequotiënten voor enkele generaties zoals weergegeven in grafiek 1a, laat allereerst zien dat de sterfterisico s voor zowel mannen als vrouwen op alle leeftijden zijn afgenomen. Het verschil in sterfte tussen mannen en vrouwen is voor bijna alle leeftijden van 0 tot 25,5 jaar toegenomen. Dit is vooral het geval voor de 15,5 tot 25,5-jarigen, onder meer door een grotere blootstelling aan externe risico s. Voor de generaties en liggen de sterftequotiënten van de vrouwen steeds onder die van de mannen. Dit geldt niet voor de generatie Het verschil in zuigelingensterfte tussen jongens en meisjes is echter afgenomen. Zo is voor generatie het sterftequotiënt van de 0-jarige jongens 0,024 hoger dan dat van de meisjes, tegen 0,009 voor generatie Bij de recente generaties is dit verschil nagenoeg verdwenen. Sterfte op middelbare en oudere leeftijd De sterftequotiënten voor de leeftijden 25,5 tot 60,5 jaar voor enkele generaties zijn opgenomen in grafiek 1b. Bij de generatie is rond de leeftijd van 50 jaar, en bij de generatie rond de leeftijd van 30 jaar, vooral onder mannen duidelijk de invloed zichtbaar van de tweede wereldoorlog. De sterftequotiënten voor mannen in de leeftijdsgroep van 40,5 tot 60,5 jaar zijn onder recentere generaties nauwelijks afgenomen. Voor vrouwen is dit wel het geval. Het verschil tussen de sterftequotiënten voor mannen en vrouwen is hierdoor toegenomen. De sterftequotiënten voor de leeftijden 60,5 tot 95,5 jaar zijn weergegeven in grafiek 1c. Voor de oudere generaties liggen de sterftequotiënten voor mannen en vrouwen dicht bij elkaar. Voor de generatie is wel een duidelijk verschil zichtbaar, dat afneemt naarmate de leeftijd toeneemt. Dit verschil komt voornamelijk voor rekening van de vrouwen, omdat de sterftequotiënten voor de mannen op oudere leeftijd nauwelijks zijn gedaald ten opzichte van de generaties en Overlevingskansen In de vorige paragraaf werden de leeftijdsspecifieke sterftequotiënten voor mannen en vrouwen van een aantal specifieke generaties belicht. Om de ontwikkeling van alle generaties te onderzoeken kan worden gekeken naar overlevingspercentages van specifieke leeftijdsgroepen, die kunnen worden afgeleid uit de generatieoverlevingstafels. Hierbij wordt alleen rekening gehouden met ontwikkelingen in de sterfte. Eventuele effecten van migratie blijven buiten beschouwing. Overleven op jonge leeftijd Het percentage van de 0-jarigen die ten minste 5,5 jaar oud zijn geworden is sedert generatie vrijwel voortdurend toegenomen (grafiek 2a). Rond 1860 overleefde slechts twee derde van de pasgeboren baby s de eerste vijf levensjaren. De jongste generaties overleven vrijwel in hun geheel de kleuterjaren. Het overlevingspercentage voor de meisjes ligt daarbij steeds boven dat voor de jongens, hoewel het verschil in de loop van de tijd steeds kleiner is geworden. Vooral voor de generaties na de tweede wereldoorlog zijn de verschillen snel afgenomen. Voor de meest recente generaties is het verschil bijna nihil. Opvallend is de knik in de curven bij generatie door hogere sterfte onder kinderen tijdens de tweede wereldoorlog. In paragraaf 6 wordt nader ingegaan op het effect van deze oorlog op de sterfte. Ook het percentage van de 5,5-jarigen die ten minste 25,5 jaar oud zijn geworden, is sedert generatie gestaag toegenomen (grafiek 2b). Tegenwoordig bereikt vrijwel iedereen de 25,5-jarige leeftijd. Tot generatie ontlopen de curven voor mannen en vrouwen elkaar niet veel, daarna lopen zij iets uit elkaar. Opvallend is de scherpe knik in de curve bij generatie bij de mannen, als gevolg van de extra sterfte door de oorlogshandelingen tijdens de tweede wereldoorlog. Voor vrouwen van deze generatie ontbreekt deze knik. Ook voor generaties geboren na de tweede wereldoorlog blijft een verschil bestaan. Hoewel er een verschil is, is dit kleiner dan grafiek 1a doet vermoeden. Bedacht moet worden dat de sterftequotiënten in grafiek 1a zeer klein zijn (<0,001). Overleven op middelbare en oudere leeftijd Het percentage van de mannen en vrouwen van 25,5 jaar die ten minste 60,5 jaar oud zijn geworden, zijn tot de generaties die rond 1880 zijn geboren vrijwel gelijk (grafiek 2c). Hierna neemt het verschil snel toe, doordat de overlevingspercentages van vrouwen sterker toenemen dan die van mannen. Vooral voor mannen geboren aan het begin van de 20 e eeuw zijn de ontwikkelingen minder gunstig geweest. Het rookgedrag onder mannen is hier debet aan (Van Hoorn, 1993). Bij de recentere generaties is te zien dat de overlevingspercentages van mannen en vrouwen weer naar elkaar toe groeien (zie ook grafiek 3). Voor generaties die vóór 1880 zijn geboren lopen de percentages van de 60,5-jarige mannen en vrouwen die ten minste 85,5 jaar oud worden eveneens parallel aan elkaar (grafiek 2d). De overlevingskans van vrouwen ligt hierbij zo n 2 procent boven die van de Mndstat bevolking 2002/9 19

20 Verschil in sterfte tussen mannen en vrouwen per generatie 1a. Sterftequotiënten voor enkele generaties naar geslacht, leeftijden 0 tot 25,5 jaar 1,00000 generatie generatie generatie , ,01000 mannen 0,00100 vrouwen mannen mannen 0, ,5 9,5 14,5 19,5 24,5 vrouwen vrouwen 0 4,5 9,5 14,5 19,5 24,5 0 4,5 9,5 14,5 19,5 24,5 1b. Sterftequotiënten voor enkele generaties naar geslacht, leeftijden 25,5 tot 60,5 jaar 0,10000 generatie generatie generatie ,01000 mannen vrouwen mannen vrouwen mannen vrouwen 0, , ,4 30,5 35,5 40,5 45,5 50,5 55,5 25,4 30,5 35,5 40,5 45,5 50,5 55,5 25,4 30,5 35,5 40,5 45,5 50,5 55,5 1c. Sterftequotiënten voor enkele generaties naar geslacht, leeftijden 60,5 tot 95,5 jaar 1,00000 generatie generatie generatie mannen mannen 0,10000 vrouwen vrouwen mannen vrouwen 0, , ,5 65,5 70,5 75,5 80,5 85,5 90,5 60,5 65,5 70,5 75,5 80,5 85,5 90,5 60,5 65,5 70,5 75,5 80,5 85,5 90,5 20 Centraal Bureau voor de Statistiek

21 Verschil in sterfte tussen mannen en vrouwen per generatie 2a. Percentage van de 0-jarigen die ten minste 5,5 jaar oud zijn geworden per generatie naar geslacht vrouwen mannen mannen. Vanaf ongeveer 1880 lopen de overlevingskansen voor mannen en vrouwen zeer sterk uit elkaar. Oorzaak hiervan is dat voor de mannen geen stijging van de overlevingskansen meer optreedt, maar zelfs een daling. Het rookgedrag van mannen van deze generaties is hier mogelijk debet aan. Omdat de vrouwen van deze generaties nog maar weinig rookten, zijn de ontwikkelingen voor hen lange tijd veel gunstiger geweest, wat resulteerde in sterk stijgende overlevingspercentages. Bij de meest recente generaties lijkt er een einde aan de stijging te zijn gekomen. De ontwikkeling van het in grafiek 3 opgenomen verschil tussen de overlevingspercentages van middelbare en oudere mannen en vrouwen laat dit eveneens zien. 3. Percentage van de 25,5-jarigen die ten minste 60,5 jaar zijn geworden en 60,5-jarigen die tenminste 85,5 jaar zijn geworden per generatie naar geslacht, percentage van de vrouwen minus dat van de mannen 2b. Percentage van de 5,5-jarigen die ten minste 25,5 jaar oud zijn geworden per generatie naar geslacht ,5-jarigen die ten minste 85,5 jaar zijn geworden 90 vrouwen mannen ,5-jarigen die ten minste 60,5 jaar zijn geworden Geslachtsverhouding in de bevolking 2c. Percentage van de 25,5-jarigen die ten minste 60,5 jaar oud zijn geworden per generatie naar geslacht De ontwikkelingen rond de sterfte bepalen voor een belangrijk deel de verhouding tussen het aantal mannen en vrouwen. Uitgaande van de verhouding tussen de aantallen levendgeboren jongens en meisjes in elke generatie kan men berekenen hoe de aantallen mannen en vrouwen zich volgens de sterfte-ontwikkeling verhouden bij opvolgende leeftijden vrouwen mannen Staat 1 Mannen per vrouwen naar leeftijd per generatie volgens de generatie-overlevingstafels d. Percentage van de 60,5-jarigen die ten minste 85,5 jaar oud zijn geworden per generatie naar geslacht vrouwen mannen , , , , , , , , , , , , , , , , , , , Staat 1 maakt duidelijk dat er bij de oudste generaties een scherpe daling in het jongensoverschot is waargenomen tussen de leeftijden 0 en 5,5 jaar. Naarmate de generaties recenter zijn wordt deze daling minder sterk. Dit wordt verklaard doordat de oversterfte van jongens ten opzichte van meisjes in het jaar van geboorte Mndstat bevolking 2002/9 21

22 Verschil in sterfte tussen mannen en vrouwen per generatie bij latere generaties is verminderd. Voor alle generaties geldt dat het mannenoverschot uiteindelijk omslaat in een vrouwenoverschot. Een enkele uitzondering daargelaten is dit op betrekkelijk late leeftijd het geval. Deze omslagleeftijd is hoger naarmate de generaties recenter zijn, vooral voor generaties geboren na De belangrijkste oorzaak van deze toename is dat het verschil in zuigelingensterfte nagenoeg is verdwenen. Daardoor is er ook na de kinderjaren sprake van een mannenoverschot. Nadat eenmaal een vrouwenoverschot is ontstaan neemt dit voor hogere leeftijden snel in omvang toe. 5. Levensverwachting Verschillen in de sterfte-ontwikkeling van mannen en vrouwen per generatie kunnen ook met elkaar worden vergeleken aan de hand van het aantal te verwachten levensjaren bij de geboorte, als samenvattende maat voor het totale sterfteverloop. Een nadeel hierbij is dat alleen van de generaties tot en met het sterftepatroon volledig bekend is. Van de generaties geboren vóór 1850 is dat slechts het geval vanaf het kalenderjaar Dit houdt in dat het aantal te verwachten levensjaren voor deze oude generaties pas kan worden bepaald vanaf een bepaalde leeftijd. Deze leeftijd is hoger naarmate de desbetreffende geboortejaren verder in het verleden liggen. Van de generaties waarvan het geboortejaar ná 1900 ligt, ontbreekt ditmaal aan het eind van de levensloop een toenemend gedeelte naarmate de generatie jonger is. Om toch een inzicht te kunnen geven in het aantal te verwachten levensjaren tot aan het einde van de overlevingstafel is het ontbrekende gedeelte voor de generaties tot en met aangevuld met geprognosticeerde sterftequotiënten, afkomstig uit de middenvariant van 4. Aantal te verwachten levensjaren bij de geboorte naar geslacht volgens de gegeratie- en periode-overlevingstafels 90 Generatie-overlevingstafels Bevolkingsprognose (CBS, 2001). Bij de interpretatie van de cijfers dient hiermee wel rekening te worden gehouden. Met andere woorden: naarmate de generaties van recentere datum zijn, berust een toenemend gedeelte van de totale sterfte op schatting. Uit de in grafiek 4 opgenomen cijfers blijkt dat de levensverwachting bij de geboorte voor generatie voor de jongens 40,9 jaar bedraagt tegen 43,2 jaar voor de meisjes. Hierna neemt de levensverwachting snel toe. Een toename van bijna 50 procent is al verwezenlijkt voor generatie (59,0 jaar voor de jongens tegen 66,4 voor de meisjes). Generatie zal naar schatting een levensverwachting bij de geboorte laten zien van 77,4 jaar voor de jongens en 81,3 jaar voor de meisjes, iets hoger dan de meest recente periodecijfers (periode : 75,2 jaar voor de jongens tegen 80,5 jaar voor de meisjes). 5. Aantal te verwachten levensjaren bij de geboorte van vrouwen minus die van mannen, volgens de generatie- en periode-overlevingstafels Generatie-overlevingstafels vrouwen mannen 9 Periode-overlevingstafels Periode-overlevingstafels vrouwen mannen Het verschil tussen het aantal te verwachten levensjaren voor een pasgeboren jongen en dat voor een pasgeboren meisje bedraagt voor de generatie ,3 jaar in het voordeel van de meisjes (grafiek 5). Voor de daaropvolgende generaties is dit verschil in eerste instantie voortdurend groter geworden, tot een hoogste waarde van 8,0 jaar werd bereikt voor de generaties en Dit is beduidend meer dan het maximale verschil in levensverwachting bij de geboorte voor kalenderjaren (6,6 jaar). Bij jongere generaties is een geleidelijke daling opgetreden. Voor de generatie zal het verschil naar verwachting 3,9 jaar in het voordeel van de meisjes gaan bedragen. 22 Centraal Bureau voor de Statistiek

23 Verschil in sterfte tussen mannen en vrouwen per generatie 6. Effect van griepepidemie en tweede wereldoorlog Een deel van het verschil in sterfte tussen mannen en vrouwen wordt veroorzaakt door de griepepidemie in 1918 en de tweede wereldoorlog in Om de grootte van deze effecten te bepalen is onderzocht hoe de ontwikkelingen zouden zijn geweest als de griepepidemie en de tweede wereldoorlog niet hadden plaatsgevonden. Om het effect op de sterfte van de griepepidemie en de tweede wereldoorlog te bepalen zijn de leeftijdsspecifieke sterftequotiënten voor de jaren 1918 en 1919 berekend, door te interpoleren tussen de leeftijdsspecifieke sterftequotiënten van 1917 en Bij het interpoleren is gebruik gemaakt van een logaritmische kromme. Het verschil tussen deze berekende sterftequotiënten voor 1918 en 1919 en de werkelijke cijfers geeft de invloed van de griepepidemie aan. Voor de tweede wereldoorlog zijn op dezelfde wijze de leeftijdspecifieke sterftequotiënten voor de jaren 1940 tot en met 1946 bepaald door interpolatie tussen 1939 en Vervolgens zijn deze herberekende periodecijfers weer teruggerekend tot generaties. Griepepidemie In staat 2 is te zien dat invloed van de griepepidemie in 1918 op de levensverwachting bij de geboorte per generatie over het geheel genomen van beperkte omvang is geweest. Voor de generaties en is deze invloed relatief het grootst geweest, voor de mannen in sterkere mate dan voor de vrouwen. Voor laatstgenoemde generatie zou de levensverwachting bij de geboorte zonder de griepepidemie voor de mannen 1,6 jaar hoger zijn geweest, tegen 1,2 jaar voor de vrouwen. De griepepidemie heeft het verschil in aantal te verwachten levensjaren tussen mannen en vrouwen dus iets verlaagd. Hierbij wordt nogmaals opgemerkt dat voor de generaties waarvan het geboortejaar na 1900 ligt een toenemend gedeelte van de leeftijdsspecifieke sterftequotiënten ontbreekt naarmate de generatie jonger is. Voor de levensverwachting bij de geboorte zullen de aanvullende schattingen op basis van prognosecijfers echter weinig invloed hebben, omdat het hier om oude generaties gaat. Tweede wereldoorlog Het percentage overlevenden met en zonder sterfte als gevolg van de tweede wereldoorlog is voor twee generaties opgenomen in grafiek 6. Opgemerkt moet worden dat voor deze generaties ( en ) het percentage overlevenden is gebruikt, omdat een groot deel van deze generaties nog in leven is. Voor het berekenen van de levensverwachting bij de geboorte zou een te groot gebruik moeten worden gemaakt van prognosecijfers. 6. Percentage overlevenden naar geslacht en leeftijd voor enkele generaties, met en zonder sterfte als gevolg van de tweede wereldoorlog Mannen Vrouwen 0 9,5 9,5 generatie ,5 19,5 29,5 29,5 39,5 generatie ,5 49,5 49,5 generatie ,5 59,5 69,5 generatie ,5 Zonder sterfte als gevolg van de tweede wereldoorlog 79,5 79,5 Uit grafiek 6 komt duidelijk naar voren dat bij generatie het effect voor de mannen veel groter is geweest dan voor de vrouwen. Ook is aan de knik in de curve te zien dat het een tijdelijk effect is geweest, omdat de waargenomen en berekende curves na beëindiging van het oorlogseffect nagenoeg parallel lopen. Uit de curven voor generatie kan worden afgeleid dat de tweede wereldoorlog een iets groter nadelig effect op de overlevingskans van pasgeboren jongens dan op die van meisjes heeft gehad. Met enig voorbehoud wordt nog opgemerkt dat voor generatie de levensverwachting bij de geboorte zonder de tweede wereldoorlog voor de mannen circa 1,0 jaar hoger zou zijn geweest, tegen 0,4 jaar voor de vrouwen. Staat 2 Levensverwachting bij de geboorte voor enkele generaties volgens de generatie-overlevingstafels Generatie Inclusief de invloed Exclusief de invloed Aantal verloren levensjaren van de griepepidemie van de griepepidemie als gevolg van de van 1918 van 1918 griepepidemie van 1918 M V M V M V ,3 41,4 39,3 41,5 0,0 0, ,9 41,0 38,9 41,1 0,1 0, ,9 43,2 41,0 43,3 0,1 0, ,0 44,2 42,1 44,3 0,2 0, ,6 46,1 43,8 46,3 0,2 0, ,1 47,8 45,4 48,0 0,3 0, ,9 49,8 47,3 50,1 0,4 0, ,0 52,2 49,4 52,5 0,5 0, ,0 55,3 51,5 55,7 0,5 0, ,4 57,7 53,0 58,1 0,5 0, ,7 60,8 55,2 61,1 0,5 0, ,1 64,0 57,6 64,3 0,6 0, ,0 66,4 60,0 67,0 0,9 0, ,6 68,6 62,2 69,8 1,6 1,2 Mndstat bevolking 2002/9 23

24 Verschil in sterfte tussen mannen en vrouwen per generatie 7. Bijdrage van de leeftijd aan het verschil in levensverwachting De ontwikkeling van het verschil in sterfte tussen mannen en vrouwen verschilt per leeftijdsgroep. Een methode om verschillen in het aantal te verwachten levensjaren tussen twee (geboorte)jaren of twee subpopulaties (bij voorbeeld mannen en vrouwen) toe te schrijven aan verschillen in leeftijdsspecifieke sterfte tussen die (geboorte)jaren of subpopulaties, is ontwikkeld door Arriaga (1984). Het doel van de methode is om het totale verschil in het aantal te verwachten levensjaren vanaf een bepaalde leeftijd toe te schrijven aan verschillen per leeftijdsjaar of -groep. In dit artikel is gekozen voor leeftijdsgroepen van vijf jaar. De bijdrage van een leeftijdsgroep aan het totale verschil in aantal te verwachten levensjaren kan uiteraard zowel positief als negatief zijn. In grafiek 7 is het verschil in aantal te verwachten levensjaren bij de geboorte tussen jongens en meisjes voor drie generaties ontleed in bijdragen per leeftijdsgroep. De grootste bijdrage (bijna 90 procent) van het verschil van 2,5 jaar tussen meisjes en jongens voor de generatie wordt geleverd door afwijkende sterfterisico s in de leeftijdsgroep 0 tot 5,5 jaar. De overige leeftijden dragen hier dus nauwelijks verder bij aan het bedoelde verschil. Voor de generaties en is dat anders. De verschillen in sterfterisico tussen beide geslachten op vooral de hogere leeftijden hebben hier een duidelijke invloed op de vergroting van het verschil in het aantal te verwachten levensjaren bij de geboorte tussen jongens en meisjes. Bij de generaties valt de relatief grote bijdrage op van leeftijdsgroep 20,5 tot 25,5 jaar, als gevolg van het hierboven beschreven effect van de oorlogshandelingen in Literatuur Arriaga, E.E., 1984, Measuring and explaining the change in life expectancies. Demography, vol. 21. CBS, 2001, Bevolkingsprognose Maandstatistiek van de bevolking, januari 2001, blz Hoorn, W.D. van, 1993, Determinanten van sterfte. Maandstatistiek van de bevolking, januari 1993, blz Tas, R.F.J., 2002a, Overlevenden per generatie. Maandstatistiek van de bevolking, maart 2002, blz Tas, R.F.J., 2002b, Sterftequotiënten per generatie. Maandstatistiek van de bevolking, mei 2002, blz Bijdrage (in procenten) aan het verschil in aantal te verwachten levensjaren bij de geboorte tussen mannen en vrouwen, naar leeftijdsgroep voor enkele generaties Generatie (verschil 2,5 jaar) Generatie (verschil 5,3 jaar) Generatie (verschil 8,0 jaar) <5,5 10,5 <15,5 20,5 <25,5 30,5 <35,5 40,5 <45,5 50,5 <55,5 60,5 <65,5 70,5 <75,5 80,5 <85,5 0 <5,5 10,5 <15,5 20,5 <25,5 30,5 <35,5 40,5 <45,5 50,5 <55,5 60,5 <65,5 70,5 <75,5 80,5 <85,5 0 <5,5 10,5 <15,5 20,5 <25,5 30,5 <35,5 40,5 <45,5 50,5 <55,5 60,5 <65,5 70,5 <75,5 80,5 <85,5 24 Centraal Bureau voor de Statistiek

25 Jaarcijfers Bevolkingsstatistieken in StatLine StatLine In toenemende mate zijn cijfers van het CBS beschikbaar via internet. Via internet kunt u toegang verkrijgen tot StatLine, de elektronische databank van het CBS. In StatLine vindt u statistische informatie over vele maatschappelijke en economische onderwerpen in de vorm van tabellen en grafieken. Deze resultaten kunt u bekijken, printen of opslaan. Naast de mogelijkheid om te zoeken met trefwoorden, kan met behulp van een Webselector een keuze worden gemaakt uit alle publicaties die zijn opgenomen in StatLine. Hoe vindt u bevolkingscijfers in StatLine? In StatLine zijn veel cijfers over bevolking te vinden. De snelste manier om deze cijfers te vinden, is als volgt. Ga naar de openingspagina van de CBS homepage ( en druk op de knop StatLine aan de rechterzijde. U krijgt dan een scherm waarin u een zoekopdracht kunt geven (figuur 1). Als u op thema klikt, krijgt u een scherm met de themastructuur binnen StatLine te zien, de StatLine Webselector (figuur 2). Binnen de Webselector kunt u via de themastructuur snel gegevens over bevolking opvragen. Door op het plusje voor Mens en maatschappij te klikken, komt u bij Bevolking terecht. Als u vervolgens op Bevolking klikt, krijgt u een lijst met publicaties en submappen (figuur 3). In de submappen vindt u informatie over bijvoorbeeld de samenstelling van de bevolking, geboorte en immigratie en emigratie. Ter illustratie is in figuur 3 de publicatie Bevolking; kerncijfers geselecteerd. In het rechterdeel van de Webselector ziet u vervolgens een overzicht van de onderwerpen in deze publicatie. Hier kunt u door de tabbladen Onderwerpen en Jaar te selecteren uw eigen tabel samenstellen. Als u uw tabel heeft samengesteld, drukt u op Gegevens tonen onderaan het scherm. U krijgt nu de tabel op het scherm te zien. Uiteraard kunt u deze tabel afdrukken of opslaan op schijf. Als u op het pictogram met de diskette ( Bewaar tabel in ander formaat ) boven de tabel klikt, krijgt u de keuze om de tabel op te slaan in excel-formaat of enig ander formaat. Wat kunt u in StatLine vinden? Er is een groot aantal StatLinepublicaties met bevolkingscijfers beschikbaar. De meeste vindt u onder de kop Bevolking (figuur 3). Er zijn publicaties beschikbaar met kerncijfers van de bevolking, maandcijfers van de bevolking, regionale cijfers, cijfers over de huishoudens, geboorte, sterfte en doodsoorzaken, huwelijken en huwelijksontbindingen, verhuizingen, immigratie en emigratie, allochtonen, asielverzoeken, nationaliteit en diverse prognoses. In de publicatie Historie bevolking vindt u tijdreeksen vanaf 1899 voor een beperkt aantal onderwerpen. Cijfers per gemeente of andere regio s zijn behalve onder Bevolking ook te vinden bij het thema Nederland regionaal in de publicaties Regionaal statistisch bestand en Statistisch bestand gemeenten. In de afgelopen periode verschenen in StatLine: Historie bevolking, 2002 Bevolkingsontwikkeling per gemeente, 2001 (definitief) Bevolking; kerncijfers, 2002 Bevolking; leeftijd, burgerlijke staat, 2002 Geboorte; kerncijfers, 2001 Geboorte: kerncijfers per regio, 2001 Geboorte; leeftijd moeder, 2001 Geboorte: herkomstgroepering kind, 2001 Geboorte: herkomstgroepering moeder, 2001 Sterfte; kerncijfers, 2001 Sterfte; kerncijfers per regio, 2001 Huwen; kerncijfers, 2001 Huwelijksontbindingen; kerncijfers, 2001 Verhuizingen tussen gemeenten, 2001 Bevolking per postcode, 2002 Kerncijfers huishoudens, definitief Kerncijfers huishoudens, 2002 voorlopig Mndstat bevolking 2002/9 25

26 Jaarcijfers 1. Zoeken in StatLine 2. StatLine Webselector 26 Centraal Bureau voor de Statistiek

27 Jaarcijfers 3. Bevolking in StatLine Mndstat bevolking 2002/9 27