title: None
text: Glaser, B., Kirov, G., Bray, N.J., Green, E., O’Donovan, M.C., Craddock, N., & Owen,
  M.J. (2005a). Identiﬁcation of a potential bipolar risk haplotype in the gene
  encoding the winged-helix transcription factor RFX4. Molecular Psychiatry, 10,
  920-7.
  Glaser, B., Kirov, G., Green, E., Craddock, N., & Owen, M.J. (2005b). Linkage disequilibrium mapping of bipolar affective disorder at 12q23-q24 provides evidence
  for association at CUX2 and FLJ32356. American Journal of Medical Genetics. Part
  B, Neuropsychiatric Genetics, 5, 132, 38-45.
  Green, E., Elvidge, G., Jacobsen, N., Glaser, B., Jones, I., O’Donovan, M.C., Kirov,
  G., Owen, M.J., & Craddock, N. (2005). Localization of bipolar susceptibility
  locus by molecular genetic analysis of the chromosome 12q23-q24 region in
  two pedigrees with bipolar disorder and Darier’s disease. American Journal of
  Psychiatry, 162, 35-42.
  97
  
  de intergenerationele overdracht van eenzaamheid
  
  98
  
  Hagerty, B.M., &Williams, R.A. (1999). The effects of sense of belonging, social support, conﬂict, and loneliness on depression. Nursing Research, 48, 215-9.
  Hall, J.G. (2003). Twinning. Lancet, 362, 735-43.
  Hawkley, L.C., & Cacioppo, J.T. (2003). Loneliness and pathways to disease. Brain
  Behavior & Immunity, 17, S98-105.
  Heath, A.C. (1987). The analysis of marital interaction in crosssectional twin data.
  Acta Geneticae Medicae et Gemellologiae, 36, 41–49.
  Heijmans, B.T., Beekman, M., Putter, H., Lakenberg, N., Wijk, H.J. van der, Whitﬁeld, J.B., Posthuma, D., Pedersen, N.L., Martin, N.G., Boomsma, D.I., & Slagboom, P.E. (2005). Meta-analysis of four new genome scans for lipid parameters and analysis of positional candidates in positive linkage regions. European
  Journal of Human Genetics, 13, 1143-53.
  Heinrich, L.M., & Gullone, E. (2006). The clinical signiﬁcance of loneliness: a literature review. Clinical Psychology Review, 26, 695-718.
  House, J.S., Landis, K.R., & Umberson, D. (1988). Social relationships and health.
  Science, 241, 540-545.
   Hughes, M.E., Waite, L.J., Hawkley, L.C., & Cacioppo, J.T. (2004). A short scale for
  measuring loneliness in large surveys: Results from two population-based studies. Research on Aging, 26, 655–672.
  Jöreskog, K.G., Sörbom, D. (1989). LISREL 7: A Guide to the Program and Applications,
  second ed. Chicago: Scientiﬁc Software International.
  Lynch, M., & Walsh, B. (1998). Genetics and analysis of quantitative traits. Sunderland,
  MA.: Sinauer Associates.
  McGuire, S., & Clifford, J. (2000). Genetic and environmental contributions to
  loneliness in children. Psychological Science, 11, 487-491.
  Neale, M.C., Boker, S.M., Xie, G., & Maes, H.H. (2003). Mx: Statistical Modeling. VCU
  Box 900126, Richmond VA 23298: Department of Psychiatry. 6th edition.
  Perlman, D., & Peplau, L.A. (1981). Toward a social psychology of loneliness. In R.
  Gilmour & S. Duck (Eds.), Personal relationships in disorder (pages 31-56). London:
  Academic Press.
  Plomin, R., DeFries, J.C., McClearn, G.E., & McGufﬁn, P. (2001). Behavior Genetics, 4th
  edition. New York: Worth Publishers and W.H. Freeman and Company.
  Reynolds, C.A., Baker, L.A., & Pedersen, N.L. (2000). Multivariate models of mixed
  assortment: phenotypic assortment and social homogamy for education and
  ﬂuid ability. Behavior Genetics, 30, 455-476.
  Sham, P. (1998). Statistics in human genetics. Arnold Publishers, London
  Shink, E., Harvey, M., Tremblay, M., Gagne, B., Belleau, P., Raymond, C., Labbe, M.,
  Dube, M.P., Lafreniere, R.G., & Barden, N. (2005a). Analysis of microsatellite
  markers and single nucleotide polymorphisms in candidate genes for susceptibility to bipolar affective disorder in the chromosome 12Q24.31 region. American Journal of Medical Genetics. Part B, Neuropsychiatric Genetics, 135, 50-8.
  Shink, E., Morissette, J., Sherrington, R., & Barden, N. (2005b). A genome-wide
  scan points to a susceptibility locus for bipolar disorder on chromosome 12.
  Molecular Psychiatry, 10, 545-52.
   gonneke willemsen en dorret i. boomsma
  
  Silventoinen, K., Sammalisto, S., Perola, M., Boomsma, D.I., Cornes, B.K., Davis, C,
  Dunkel. L., De Lange, M., Harris, J.R., Hjelmborg, J.V., Luciano, M., Martin, N.G.,
  Mortensen, J., Nistico, L., Pedersen, N.L., Skytthe, A., Spector, T.D., Stazi, M.A.,
  Willemsen, G., & Kaprio, J. (2003). Heritability of adult body height: a comparative study of twin cohorts in eight countries. Twin Research, 6, 399-408.
  Stenger, J.E., Xu, H., Haynes, C., Hauser, E.R., Pericak-Vance, M., Goldschmidt-Clermont, P.J., & Vance, J.M. (2005). Statistical Viewer: a tool to upload and integrate linkage and association data as plots displayed within the Ensemble
  genome browser. BMC Bioinformatics, 6, 95.
  Stevens, N., & Westerhof, G.J. (2006a). Partners and others: social provisions and
  loneliness among married Dutch men and women in the second half of life.
  Journal of Social and Personal Relationships, 23, 921-941.
  Stevens, N. & Westerhof, G.J. (2006b). Marriage, social integration, and loneliness in the second half of life: a comparison of Dutch and German men and
  women. Research on Aging, 28, 713-729.
  Tijhuis, M.A., Jong-Gierveld, J. de, Feskens, E.J., Kromhout, D. (1999). Changes in
  and factors related to loneliness in older men. The Zutphen Elderly Study. Age
  and Ageing, 28, 491-5.
  Vink, J.M., & Boomsma, D.I. (2002). Gene ﬁnding strategies. Biological Psychology,
  61, 53-71.
  Vink, J.M, Willemsen, G., Stubbe, J.H., Middeldorp, C.M., Ligthart, R.S.L., Baas,
  K.D., Dirkzwager, H.J.C., Geus, E.C.J. de, Boomsma, D.I. (2004). Estimating nonresponse bias in family studies: Application to mental health and lifestyle.
  European Journal of Epidemiology, 19, 623-630.
   99
  
  de intergenerationele overdracht van eenzaamheid
  
  Intergenerationele overdracht van
  familienormen?
  Onderzoek via gegevens over broers en zussen
  Jannes de Vries, Matthijs Kalmijn en Aart C. Liefbroer1
  
  Inleiding
  Veel recente studies hebben onderzocht in welke mate en onder welke omstandigheden famileleden elkaar ondersteunen (Bengtson & Roberts, 1991; Hogan
  & Eggebeen, 1995; Klein Ikkink, Van Tilburg, & Knipscheer, 1999; Silverstein &
  Bengtson, 1997). Ouders en kinderen kunnen elkaar helpen door het geven van
  praktische, financiële, emotionele en sociale steun. Er kunnen verschillende
  theoretische argumenten worden aangedragen om te verklaren waarom ouders
  en kinderen elkaar steunen. Sommige theorieën richten zich op rationele argumenten en stellen dat steunverlening gezien kan worden als een vorm van ruil
  (Frankenberg, Lillard, & Willis, 2002). Andere theorieën stellen dat ouders en
  kinderen elkaar steunen omdat ze zich verplicht voelen dat te doen. Deze gevoelens van verplichting komen voort uit algemeen gedragen normen dat ouders en
  kinderen elkaar behoren te steunen als dat nodig is. In de Engelstalige literatuur
  noemt men dit kinship norms, ofwel familienormen. De twee benaderingen zijn
  vrij verschillend, omdat in de eerste menselijk gedrag wordt geleid door rationaliteit, terwijl in de tweede menselijk gedrag wordt geleid door normen. De twee
  onderliggende mensbeelden zijn derhalve ook zeer verschillend.
   Een belangrijke vraag voor de normatieve benadering is waar de normen vandaan komen. Een verklaring van gedrag vanuit normen is immers weinig informatief als niet ook verklaard wordt hoe deze normen ontstaan. Op het terrein
  van familieverplichtingen zijn er veel studies verschenen die het bestaan van
  deze normen hebben aangetoond (Burr & Mutchler, 1999; Ganong & Coleman,
  2005; Rossi & Rossi, 1990). Ook zijn er studies die het verband tussen familienormen en feitelijk gegeven steun hebben onderzocht (Bengtson & Roberts, 1991;
  Klein Ikkink, Van Tilburg, & Knipscheer, 1999; Lee, Netzer, & Coward, 1994; Silverstein, Gans, & Yang, 2006). Enkele van deze studies hebben deze relatie ook
  vanuit een dynamisch perspectief onderzocht, waarbij normen van te voren zijn
  gemeten aan het gedrag (Silverstein, Parrott, & Bengtson, 1995). Weinig studies
  
  Intergenerationele overdracht van familienormen?
  
  102
  
  hebben echter onderzocht hoe familienormen ontstaan (de uitzonderingen worden verderop besproken).
  Bij het zoeken naar verklaringen voor het ontstaan van familienormen ligt
  het voor de hand eerst naar het gezin van herkomst te kijken. Als primair socialisatiekanaal is het gezin natuurlijk de belangrijkste bron van een grote verscheidenheid aan normen. Het gezin zou voor familienormen bij uitstek relevant kunnen zijn omdat dergelijke normen voorschrijven hoe kinderen zich
  later jegens de ouders dienen te gedragen. Ouders hebben derhalve belang bij
  familienormen en kunnen daardoor extra gemotiveerd zijn om hun kinderen
  deze normen bij te brengen. Ouders kunnen familienormen direct overdragen
  door hun kinderen vanaf jonge leeftijd op deze normen te wijzen. Ouders kunnen ook indirect familienormen overdragen door goede voorbeelden te geven,
  bijvoorbeeld door hun eigen ouders of broers en zussen te steunen wanneer dat
  nodig is en wellicht ook door ondersteunend te zijn jegens de kinderen zelf.
   Vragen over de invloed van het gezin van herkomst op de normen en waarden
  van kinderen worden doorgaans empirisch beantwoord door data te verzamelen
  over en bij zowel ouders als kinderen, bij voorkeur op verschillende meetmomenten. Vervolgens worden regressietechnieken gebruikt om kenmerken van
  ouders te relateren aan de normen en waarden van de kinderen als zij ouder zijn
  (Cunningham 2001; Glass, Bengtson, & Dunham, 1986; Moen, Erickson, & Dempster-McClain, 1997). Effecten van ouderlijke normen en de proportie verklaarde
  variantie door ouderlijke kenmerken worden meestal gebruikt als maatstaven
  voor ouderlijke invloed. Een nadeel van deze benadering is dat zij alleen betrekking heeft op de invloed van gemeten kenmerken van het gezin van herkomst.
  Hiermee wordt de totale invloed van het gezin van herkomst onderschat. Ten eerste zijn er natuurlijk meetfouten die leiden tot een onderschatting van effecten.
  Ten tweede zijn er allerlei niet gemeten kenmerken van het gezin van herkomst
  die een rol kunnen spelen bij de overdracht. Een multivariaat regressiemodel is
  derhalve niet de ideale manier om de invloed van ouders vast te stellen.
  In deze bijdrage gebruiken we een zogeheten sibling design2. Een sibling design
  biedt een krachtiger manier om de totale invloed van het gezin van herkomst te
  schatten. Basis van dit design is de overeenkomst tussen broers en/of zussen op
  latere leeftijd. Volwassen kinderen zijn met dezelfde ouders opgegroeid en zijn
  doorgaans op eenzelfde manier opgevoed, zodat de correlatie tussen de gedragspatronen en normen en waarden van kinderen op latere leeftijd toegeschreven
  kan worden aan de ouders (Hauser, 1988; Kalmijn, Liefbroer, Van Poppel, & Van
  Solinge, 2006; Kuo & Hauser, 1995; Sieben & De Graaf, 2004). Hoe meer volwassen kinderen op elkaar lijken, des te sterker moet de invloed van ouders zijn
  geweest.
   Bij deze laatste stelling zijn onmiddellijk enkele kanttekeningen te plaatsen. Ten eerste kan de overeenkomst tussen volwassen kinderen ook een gevolg
  zijn van de omstandigheden die zij deelden tijdens hun jeugd. Zo hebben zij in
  dezelfde buurt gewoond en veelal ook op dezelfde school gezeten. Het is echter
  
  jannes de vries, matthijs kalmijn en aart c. liefbroer
  
  niet onplausibel om dergelijke gedeelde omstandigheden uit het verleden ook
  te beschouwen als het product van het ouderlijk milieu. Een andere kanttekening is dat kinderen niet altijd op dezelfde manier worden opgevoed (Harris,
  1999). Kinderen kunnen verschillend van aard zijn en ouders kunnen om die
  reden hun kinderen verschillend benaderen. Als dit zo is, zal de overeenkomst in
  opvattingen en gedrag van volwassen kinderen klein zijn zonder dat de invloed
  van ouders gering is — zij hebben hun kinderen alleen in verschillende richtingen beïnvloed3.
  Het eerste doel van dit hoofdstuk is om met behulp van data van broers en
  zussen de totale invloed van het gezin van herkomst vast te stellen op de familienormen die (inmiddels volwassen) kinderen hebben. Hiervoor gebruiken we
  gegevens uit een recent verzameld grootschalig survey onder respondenten in
  Nederland. Een bijzonder kenmerk van dit survey is dat ook gegevens bij familieleden – ook wel ‘alters’ genoemd – zijn verzameld. Meer in het bijzonder zijn
  twee kinderen en één broer of zus benaderd voor het invullen van een schriftelijke vragenlijst met daarin een groot aantal vragen over normen en waarden.
  Onze gegevens hebben betrekking op 3496 sibling paren; 2562 daarvan bestaan
  uit de respondent en een broer of zus, 934 bestaan uit twee volwassen kinderen
  van de respondent.
   Het tweede doel van deze bijdrage is om de invloed van het gezin van herkomst te verklaren. Op basis van bekende theorieën over intergenerationele overdracht en socialisatie (Cialdini & Trost, 1998; Cunningham, 2001; Moen, Erickson, & Dempster-McClain, 1997), formuleren we een aantal specifieke hypothesen. Een hypothese luidt, dat de invloed van de ouders het resultaat is van de
  directe overdracht van de familienormen die ouders hebben. Omdat we naast
  informatie over de familienormen van de volwassen kinderen ook informatie
  hebben van een van de ouders zelf over hun familienormen, is het mogelijk na
  te gaan welk deel van de ouderlijke invloed kan worden toegeschreven aan de
  (gemeten) familienormen van de ouders. Een tweede hypothese is dat de ouderlijke invloed het resultaat is van de context die hun kinderen deelden toen ze
  opgroeiden. Deze context wordt in ons paper afgemeten aan een aantal centrale
  sociaal-culturele kenmerken van ouders, zoals kerklidmaatschap en opleidingsniveau.
  Met onze gegevens is het tevens mogelijk een rivaliserende interpretatie uit te
  sluiten. Een bezwaar tegen het gekozen design is dat overeenkomsten tussen de
  normen van volwassen kinderen ook kunnen worden toegeschreven aan het feit
  dat de huidige omstandigheden van de kinderen op elkaar lijken. Als er bijvoorbeeld door ziekte van de ouders behoefte is aan steun, is het mogelijk dat gevoelens van verplichting bij meerdere volwassen kinderen worden opgeroepen. Dit
  kan tot een overeenkomst tussen de kinderen leiden die groter is dan hij eerder
  was, toen ze nog het ouderlijk huis deelden. Het is van belang dergelijke effecten
  uit te schakelen. Onze data bevatten veel informatie over de huidige omstandigheden van zowel ouders als volwassen kinderen en maken het daarom goed
  mogelijk deze vorm van vertekening te beperken.
   103
  
  Intergenerationele overdracht van familienormen?
  
  Achtergrond en hypothesen
  
  104
  
  Rossi en Rossi (1990) definiëren familienormen als ‘culturally defined rights and
  duties that specify the ways in which any pair of kin-related persons is expected
  to behave toward each other’ (Rossi & Rossi, 1990, pp. 155-156). Familienormen
  kunnen op verschillende manieren worden bestudeerd. Sommige studies houden zich bezig met gevoelens van verplichting ten opzichte van familieleden
  in het algemeen (Bengtson & Roberts, 1991; Marsh & Hsu, 1995). Rossi en Rossi
  (1990) hebben echter overtuigend laten zien dat de kracht van gevoelens van verplichting sterk varieert al naar gelang het type familierelatie dat in beschouwing wordt genomen. Gevoelens van verplichting zijn het sterkst ten opzichte
  van ouders en kinderen, gevolgd door broers en zussen, die op hun beurt weer
  worden gevolgd door kleinkinderen, grootouders, schoonkinderen en schoonouders. De zwakste gevoelens van verplichting worden ervaren ten opzichte van
  stiefkinderen, stiefouders, neven en nichten en ooms en tantes (in die volgorde).
  Bij het meten van familienormen lijkt het dan ook wijs om een onderscheid te
  maken naar het soort familielid waarover men het heeft. In een flink aantal
  studies is dit ook gebeurd. Sommige daarvan richten zich exclusief op gevoelens
  van verplichting van kinderen ten opzichte van hun ouders (Daatland & Herlofson, 2003; Gans & Silverstein, 2006; Johnson, Gerstein, & Rasinski, 1998; Killian
  & Ganong, 2002; Klein Ikkink, Van Tilburg, & Knipscheer, 1999; Lee, Netzer, &
  Coward, 1994; Zhan, 2004), terwijl andere studies zowel aandacht besteden aan
  verplichtingen van kinderen ten opzichte van ouders als van ouders ten opzichte
  van kinderen (Coleman, Ganong, & Cable, 1997; Lye, 1996; Ward, 2001).
   Aansluitend bij deze onderzoekstraditie besteden wij hier aandacht aan de
  intergenerationele overdracht van drie typen familienormen, te weten (a) gevoelens van verplichting ten opzichte van familieleden in het algemeen (wij spreken
  in dat geval over ‘algemene familieverplichtingen’), (b) gevoelens van verplichting van ouders ten opzichte van hun kinderen (dit noemen wij ‘verplichtingen
  jegens kinderen’) en (c) gevoelens van verplichting van kinderen ten opzichte
  van ouders (hier spreken wij over ‘verplichtingen jegens ouders’).
  Hoewel er uitgebreide literatuur bestaat over de intergenerationele overdracht van normen in het algemeen (zie bijvoorbeld Axinn & Thornton, 1993;
  Moen, Erickson, & Dempster-McClain, 1997), zijn er slechts weinig studies die
  aandacht hebben besteed aan de intergenerationele overdracht van familienormen. Uitzonderingen vormen de studies van Mangen en Westbrook (1988) en van
  Sabatier en Lannegrand-Willems (2005). Mangen en Westbrook (1988) bestuderen
  de samenhang tussen familienormen van kinderen, ouders en grootouders met
  behulp van gegevens van de Southern Californian Three Generations Study. Met
  behulp van lineair structurele vergelijkingsmodellen (LISREL) vinden zij zwakke
  samenhangen tussen de familienormen van opeenvolgende generaties binnen
  een familie (0,22 tussen ouders en kinderen, 0,15 tussen grootouders en ouders,
  en –0,01 tussen grootouders en kinderen). Sabatier en Lannegrand-Willems
  (2005) besteden aandacht aan de overdracht van verplichtingen ten opzichte van
  
  jannes de vries, matthijs kalmijn en aart c. liefbroer
  
  ouders in een steekproef van 95 Franse drie-generatie families. De gevoelens van
  verplichting van adolescenten blijken noch te worden beïnvloed door de normen
  van hun moeder, noch door die van de grootmoeder.Bij adolescenten blijken deze
  gevoelens alleen te worden beïnvloed door de mate waarin de grootmoeder het
  belang van gehoorzaamheid benadrukt; naarmate de grootmoeder dit belangrijker acht, nemen gevoelens van verplichting bij het adolescente kleinkind toe.
   Op basis van deze twee studies ligt de conclusie voor de hand dat er slechts
  sprake is van een geringe invloed van het gezin van herkomst op de familienormen van de volgende generatie. Echter, beide studies richten zich vrijwel exclusief op de directe overdracht van normen en besteden geen of weinig aandacht
  aan andere mechanismen waardoor het gezin de familienormen van haar leden
  zou kunnen beïnvloeden. Daarnaast meten deze beide studies familienormen
  in nogal algemene termen en maken geen onderscheid naar type verplichting.
  Onze studie gaat enkele stappen verder; (a) door de totale invloed van het gezin
  van herkomst op familienormen vast te stellen, (b) door aandacht te besteden
  aan het belang van verschillende mechanismen die de sterkte van de familieinvloed kunnen verklaren, en (c) door onderscheid te maken in diverse typen
  familienormen.
   Inhoudelijk suggereren minstens twee theoretische benaderingen dat er
  sprake zal zijn van invloed van het gezin van herkomst op de familienormen van
  hun volwassen kinderen (Kalmijn et al., 2006; Liefbroer, 2005). De waardenoverdracht of socialisatiebenadering suggereert dat ouders hun normen en waarden
  zullen trachten over te dragen aan hun kinderen. Naarmate ouders hierin succesvoller zijn, zullen de familienormen van hun volwassen kinderen meer op
  elkaar lijken. De gedeeldecontextbenadering benadrukt dat overeenkomsten
  tussen volwassen kinderen in hun familienormen het resultaat kunnen zijn van
  het feit dat zij tijdens hun jeugd gezamenlijk bloot zijn gesteld aan ideeën en
  opvattingen die dominant waren in de sociale kringen waarin de ouders zich
  bewogen. Het mag duidelijk zijn dat deze beide benaderingen elkaar niet wederzijds uitsluiten, maar eerder beide suggereren dat een invloed van de familie
  verwacht mag worden. Daarom luidt onze eerste en meest algemene hypothese
  dat er sprake is van een invloed van het gezin van herkomst op de familienormen van hun kinderen (H1). We noemen dit de algemene gezinsinvloed-hypothese.
  Het socialisatieperspectief benadrukt de directe overdracht van ouderlijke
  normen en waarden van ouders op kinderen (Amato, 1996; Glass, Bengtson, &
  Dunham, 1986; Grusec, Goodnow, & Kuczynski, 2000). Het wordt als min of meer
  vanzelfsprekend beschouwd dat ouders normen en waarden die betrekking hebben op datgene dat zij zelf als waardevol in hun leven beschouwen, zullen trachten door te geven aan hun kinderen. Uit onderzoek is gebleken dat intergenerationele waardenoverdracht op velerlei vlak plaatsvindt, zoals met betrekking
  tot opvattingen over scheiding (Kapinus, 2004), over de relaties tussen mannen
  en vrouwen (Moen, Erickson, & Dempster-McClain, 1997), en over gezinsvorming
  (Axinn & Thornton, 1993, 1996).
   105
  
  Intergenerationele overdracht van familienormen?
  
  106
  
  Het is mogelijk dat het proces van waardensocialisatie van extra betekenis
  is voor wat betreft de overdracht van normen en waarden aangaande familierelaties, aangezien de mate waarin ouders later een beroep kunnen doen op hun
  volwassen kinderen mogelijk mede zal afhangen van een succesvolle overdracht
  van gevoelens van verplichting ten opzichte van familieleden. Als ouders er niet
  of slechts in geringe mate in slagen om sterke familienormen over te dragen aan
  hun kinderen, wordt het minder waarschijnlijk dat de kinderen op latere leeftijd hun ouders zullen steunen wanneer deze laatste daar behoefte aan hebben.
  Ouders hebben dus zelf een aanmerkelijk belang bij het succesrijk overdragen
  van hun normen aangaande familieverplichtingen, en dat geldt mogelijk in versterkte mate voor verplichtingen ten opzichte van ouders. Als het ouders lukt om
  deze gevoelens over te dragen op hun kinderen, dan hebben zij daar later zelf
  profijt van. Op basis van deze overwegingen formuleren wij een tweetal hypothesen. In de eerste plaats verwachten wij dat de familienormen van volwassen
  kinderen zullen worden beïnvloed door de familienormen van hun ouders (H2).
  We noemen dit de directesocialisatiehypothese. Daarnaast verwachten wij dat deze
  directe overdracht sterker zal zijn voor wat betreft verplichtingen ten opzichte
  van ouders dan voor wat betreft verplichtingen ten opzichte van kinderen en
  algemene familieverplichtingen (H3). We noemen dit de differentiële overdrachtshypothese.
  Een bron van gemeenschappelijkheid die kinderen tijdens hun jeugd met
  elkaar delen is uiteraard dat zij dezelfde ouders hebben, die hun normen en
  waarden op de volgende generatie trachten over te brengen. Overdracht kan
  echter ook een gevolg zijn van het feit dat kinderen daarnaast ook in dezelfde sociale omgeving worden grootgebracht. Normen die dominant zijn binnen
  deze sociale omgeving kunnen een sterke invloed op de kinderen uitoefenen.
   Als ouders zich vooral bewegen in een sociale omgeving waarin het belang van
  familiebanden en collectieve waarden in het algemeen worden benadrukt, is de
  kans groot dat de kinderen geneigd zijn dergelijke normen over te nemen. Het
  tegenovergestelde zal echter gelden als de ouders zich vooral bewegen in sociale
  kringen waarin individualistische normen dominant zijn. Verschillende soorten
  sociale omgevingen kunnen geacht worden belangrijk te zijn bij het overdragen
  van familienormen.
  In de eerste plaats vormt het bredere familienetwerk een belangrijke sociale
  omgeving. Niet alleen kunnen kinderen binnen het familienetwerk informatie
  verzamelen over hoe familieleden met elkaar om horen te gaan, ook kunnen ze
  observeren hoe familieleden met elkaar omgaan en daaruit conclusies trekken
  over wat familieleden voor elkaar kunnen en moeten betekenen. Wij verwachten
  dat familienormen vooral sterk zullen zijn onder personen die tijdens hun jeugd
  veelvuldige en relatief diepgaande contacten met familieleden hebben gehad.
  Dergelijke contacten versterken het idee dat familierelaties belangrijk zijn en
  dat familieleden elkaar horen te steunen indien dat nodig is.
   In de tweede plaats kunnen ook de sociale verbanden buiten de familiekring
  
  jannes de vries, matthijs kalmijn en aart c. liefbroer
  
  van invloed zijn op de familienormen die jongeren zich eigen maken. In het
  bijzonder verwachten wij dat dit geldt voor de levensbeschouwelijke en maatschappelijke kringen waarin ouders zich bewegen en voor de leefomgeving waarin kinderen opgroeien. Omdat in het christelijke geloofsgoed sterk de nadruk
  wordt gelegd op het respecteren van de ouders – het ‘eert uw vader en moeder’
  uit het vijfde gebod – verwachten wij dat kinderen wier ouders tot een kerkgenootschap behoorden een grotere kans hebben om er sterke familienormen op
  na te houden dan kinderen zonder religieuze achtergrond. Uit eerder onderzoek
  is onder meer gebleken dat protestanten en rooms-katholieken sterkere familieverplichtingen ervaren dan niet-religieuze personen (Killian & Ganong, 2002), en
  dat religieuze personen sterkere verplichtingen ten opzichte van ouders voelen
  dan niet-religieuze personen (Daatland & Herlofson, 2003).
  De manier waarop de maatschappelijk kringen waarin ouders zich bevinden
  – veelal geindiceerd door het opleidingsniveau van de ouders en hun beroepsstatus – de familienormen van hun kinderen beïnvloeden, is minder duidelijk.
  Rossi en Rossi (1990) vermelden dat familienormen toenemen met het opleidingsniveau en verklaren dit door te suggereren dat ouders van hoger opgeleiden vroeger veel in hun kinderen hebben geïnvesteerd en dat kinderen dit zullen willen vergelden. Aan de andere kant suggereert het klassieke onderzoek van
  Kohn (1969) over het verband tussen beroepsstatus en gevoelens van autonomie
  dat hoger opgeleiden meer nadruk leggen op autonomie dan lager opgeleiden.
   Deze sterke nadruk op autonomie zou juist tot relatief zwakke gevoelens van verplichting tegenover familie kunnen leiden. Het beschikbare empirische onderzoek op dit punt laat een gevarieerd beeld zien. Enkele studies rapporteren een
  positief effect van opleidingsniveau op familienormen (Rossi & Rossi, 1990; Ward,
  2001; Zhan, 2004), terwijl andere studies geen (Logan & Spitze, 1995) of juist een
  negatief effect vermelden (Lee, Netzer, & Coward, 1994b). Ten slotte zijn wij van
  mening dat de leefomgeving waarin jongeren opgroeien van invloed kan zijn op
  de familienormen. In lijn met het onderzoek van Fischer (1995) verwachten wij
  dat kinderen die opgroeien in een verstedelijkte omgeving zich individualistischer zullen gedragen en er daarom minder sterke familienormen op na zullen
  houden dan kinderen die opgroeien in een landelijke omgeving. Samenvattend
  leidt dit tot de formulering van een gedeelde omgeving hypothese, die luidt dat de
  familienormen van broers en zussen zullen worden beïnvloed door de sociale
  kringen waarin zij gedurende hun jeugd verkeerd hebben (H4).
  Hoewel onze interesse zich voornamelijk richt op de vraag welke gemeenschappelijke kenmerken van hun opvoeding de mate van overeenstemming tussen broers en zussen wat betreft hun familienormen kunnen verklaren, is het
  ook van belang rekening te houden met het feit dat deze mate van overeenstemming ook het gevolg kan zijn van huidige omstandigheden die zij gemeenschappelijk hebben. In het bijzonder zou de huidige situatie in de familie de mate van
  overeenkomst in familienormen kunnen beïnvloeden (Gans & Silverstein, 2006).
   Zo zou de gedeelde ervaring van het hebben van een hulpbehoevende ouder bij
  
  107
  
  Intergenerationele overdracht van familienormen?
  
  108
  
  alle betrokken kinderen gevoelens van verplichting ten opzichte van ouders kunnen wakker roepen en mogelijk versterken (Silverstein, Gans & Yang, 2006). Ook
  lijkt het van belang of ouders nog in leven zijn of niet. Als ouders zijn overleden,
  zouden familienormen onder hun kinderen kunnen zijn afgenomen omdat zij
  niet langer daadwerkelijke steun hoeven te verlenen. Als een van de ouders is
  overleden, zouden de familienormen onder de kinderen daarentegen juist versterkt kunnen zijn, aangezien de overblijvende ouder sterker dan vroeger op de
  steun van zijn of haar kinderen is aangewezen. Opnieuw laten de beschikbare
  empirische studies een gemengd beeld zien. Sommige studies rapporteren sterkere gevoelens van verplichting wanneer één van de ouders in leven is (Gans
  & Silverstein, 2006; Killian en Ganong, 2002), maar andere studies vinden geen
  effect van het al dan niet in leven zijn van de ouders (Logan & Spitze, 1995; Rossi
  & Rossi, 1990). Ten slotte kan het ook zo zijn dat ouders gescheiden zijn, wat zou
  kunnen leiden tot minder sterke algemene gevoelens van verplichting onder de
  kinderen.
  Een andere mogelijk belangrijke huidige omstandigheid die de mate van
  overeenstemming in de normen van broers en zussen kan beïnvloeden, is de leeftijd van de betrokken broers en zussen. Sommige studies laten zien dat familienormen zwakker worden naarmate kinderen ouder worden (Gans & Silverstein,
  2006; Johnson, Gerstein, & Rasinski, 1998; Killian & Ganong, 2002; Logan & Spitze, 1995; Lye, 1996; Rossi & Rossi, 1990; Ward, 2001). Als leeftijd familienormen
  beïnvloedt, dan kan dit de sterkte van de samenhang van normen van broers en
  en zussen beïnvloeden, omdat broers en zussen ongeveer even oud zullen zijn.
   Vanwege het mogelijke belang van dergelijke huidige omstandigheden, zullen
  indicatoren van huidige omstandigheden in de te schatten statistische modellen
  worden opgenomen.
   Methode
  Data en sibling design
  We gebruiken gegevens uit de eerste ronde (2002-2004) van de Netherlands Kinship
  Panel Study (Dykstra, Kalmijn, Knijn, Komter, Liefbroer, & Mulder, 2005). De NKPS
  is gebaseerd op een toevalssteekproef van adressen in Nederland. CAPI interviews zijn gehouden met 8161 respondenten in de leeftijd van 18 tot 79 jaar, de
  zogenaamde ‘ankerrespondenten’. Aan het eind van het interview ontvingen respondenten een aanvullende schriftelijke vragenlijst. Tijdens het interview is aan
  respondenten tevens toestemming gevraagd om een schriftelijke vragenlijst te
  mogen sturen naar verschillende andere familieleden – de zogenaamde ‘alters’:
  de (getrouwde of ongetrouwde) partner, een van de ouders, een willekeurig geselecteerde broer of zus, en twee willekeurig geselecteerde kinderen van 15 jaar of
  ouder. Non-response bij alters is zowel het gevolg van de weigering van het anker
  om toestemming te geven om een vragenlijst aan een familielid te sturen, als
  
  jannes de vries, matthijs kalmijn en aart c. liefbroer
  
  Netherlands Kinship Panel Study, 2002-2004
  
  b
  
  BRON:
  
  Varimax rotatie
  
  Totale verklaarde variantie: 0,66
  
  a
  
  verschaffen als die dat nodig hebben
  
  helpen als die dat nodig hebben
  Ouders horen hun volwassen kinderen onderdak te
  
  ondersteunen als die dat nodig hebben
  Ouders horen hun volwassen kinderen financieel te
  
  om voor hun zieke ouders te zorgen
  Ouders horen hun volwassen kinderen te
  
  per week bij hun ouders op bezoek moeten gaan
  Kinderen zouden onbetaald verlof moeten opnemen
  
  kunnen inwonen
  Kinderen die dichtbij wonen zouden minstens één keer
  
  zorgen
  Als ouders bejaard zijn, moeten ze bij hun kinderen
  
  tegenspoed
  Kinderen zouden voor hun zieke ouders moeten
  
  ze elkaar niet aardig vinden
  Als je zorgen hebt, hoort je familie je terzijde te staan
  Familieleden moeten er voor elkaar zijn in voor- en
  
  Op familieleden moet je altijd kunnen rekenen
  Familieleden horen voor elkaar klaar te staan, ook als
  
  0,89
  1,13
  1,02
  0,90
  0,97
  1,00
  
  3,14
  2,66
  3,68
  2,94
  3,24
  
  0,79
  
  3,97
  
  2,30
  
  0,82
  
  3,81
  
  0,94
  
  1,04
  
  3,23
  
  3,28
  
  0,82
  
  s.d.
   4,03
  
  m
  
  Beschrijvend
  
  0,171
  
  0,134
  
  0,351
  
  0,003
  
  0,258
  
  0,059
  
  0,279
  
  0,857
  
  0,850
  
  0,679
  
  0,820
  
  0,167
  
  0,113
  
  0,113
  
  0,786
  
  0,557
  
  0,795
  
  0,718
  
  0,128
  
  0,153
  
  0,174
  
  0,101
  
  0,829
  
  0,859
  
  0,725
  
  0,109
  
  0,204
  
  0,033
  
  0,122
  
  0,185
  
  0,200
  
  0,202
  
  0,137
  
  0,685
  
  0,715
  
  0,640
  
  0,609
  
  Opwaarts Neerwaarts Algemeen
  
  0,613
  
  0,632
  
  0,562
  
  0,685
  
  0,759
  
  0,715
  
  0,642
  
  Opwaarts Neerwaarts
  
  Equations Model geplaatst
  
  Algemeen
  
  Factorlading indien in Structural
  
  Factorlading
  (gestandaardiseerd)a,b
  
  Tabel 1 Factor analyse en gemiddeldes en standaarddeviaties van elf items voor familienormen (N = 3496)
  
  109
  
  Intergenerationele overdracht van familienormen?
  
  110
  
  van de weigering van familieleden om de vragenlijst terug te sturen. De uiteindelijke respons is 36 procent voor broers en zussen en 48 procent voor kinderen
  (Dykstra, Kalmijn, Knijn, Komter, Liefbroer, & Mulder, 2005).
  Voor dit onderzoek gebruiken we informatie over twee typen dyades, zoals
  weergegeven in figuur 1. Dyade type A bestaat uit het anker en een broer of zus
  van het anker, terwijl dyade type B bestaat uit de twee kinderen van het anker.
  Het eerste type dyade noemen we ‘broer-zusdyade’ (N = 2562), het tweede noemen
  we ‘kind-kinddyade’ (N = 934). Voor al deze dyades is informatie rechtstreeks van
  elk van beide personen uit de dyade verkregen. Bovendien hebben we voor beide
  typen dyades informatie die gegeven is door een ouder. Bij kind-kinddyades is
  de ankerrespondent de ouder en bij broer-zusdyades is de ouder van het anker
  de ouder. Sommige eigenschappen van ouders (bijvoorbeeld de opleiding van de
  vader) zijn ook aan het anker gevraagd.
   Figuur 1 De relatie tussen de twee typen dyades
  
  ouder(s)
  van anker
  
  anker
  
  kind 1
  van anker
  
  type B
  
  type A
  
  sibling
  van anker
  
  kind 2
  van anker
  
  causale invloed
  
  overeenkomst
  
  Meetinstrumenten
  Afhankelijke variabele. Normen over gezinsverplichtingen zijn gemeten met elf
  items (zie tabel 1 voor de formulering van de items), elk met vijf antwoordcategorieën die lopen van ‘volledig mee eens’ tot ‘volledig mee oneens’. Vervolgens zijn
  de items gehercodeerd zodat een hogere score sterkere gevoelens van verplichting inhoudt. De eerste vier items hebben betrekking op algemene familieverplichtingen (α = 0,85), de tweede vier op verplichtingen jegens ouders (ook wel
  ‘opwaartse verplichtingen’ genoemd; α = 0,72) en de laatste drie op verplichtin-
  
  jannes de vries, matthijs kalmijn en aart c. liefbroer
  
  3466
  2541
  2117
  3446
  3446
  3446
  2535
  3496
  3496
  3496
  3496
  3496
  
  Opleidingsniveau ouders
  
  Beroepsstatus vader tijdens jeugda
  
  Slechte gezondheid ouders
  
  Beide ouders overleden
  
  Ouders gescheiden
  
  Eén ouder overleden
  
  Urbanisatie op 15 jarige leeftijda
  
  # siblings
  
  Leeftijd: 15-30 jaar
  
  Leeftijd: 30-40 jaar
  
  Leeftijd: 50-60 jaar
  
  Leeftijd: 60+ jaar
  
  0,11
  
  0,14
  
  0,26
  
  0,25
  
  3,05
  
  2,99
  
  0,23
  
  0,06
  
  0,21
  
  2,08
  
  48,29
  
  9,95
  
  0,80
  
  7,18
  
  m
  
  2,13
  
  1,31
  
  0,71
  
  16,07
  
  2,85
  
  0,37
  
  2,00
  
  s.d.
  2562
  
  2562
  
  2562
  
  2562
  
  2562
  
  2535
  
  2544
  
  2544
  
  2544
  
  1183
  
  2541
  
  2532
  
  2555
  
  2560
  
  n
  
  0,15
  
  0,19
  
  0,24
  
  0,16
  
  3,13
  
  2,99
  
  0,25
  
  0,05
  
  0,29
  
  2,14
  
  48,29
  
  9,52
  
  0,82
  
  7,18
  
  m
  
  2,38
  
  1,31
  
  0,77
  
  16,07
  
  2,76
  
  0,36
  
  2,00
  
  s.d.
  Broer-zus dyades
  
  934
  
  934
  
  934
  
  934
  
  934
  
  0
  
  902
  
  902
  
  902
  
  934
  
  0
  
  934
  
  934
  
  0
  
  n
  
  0,00
  
  0,02
  
  0,31
  
  0,50
  
  2,82
  
  0,16
  
  0,09
  
  0,00
  
  2,00
  
  11,12
  
  0,73
  
  m
  
  1,14
  
  0,62
  
  2,78
  
  0,41
  
  s.d.
  Kind-kind dyades
  
  Netherlands Kinship Panel Study, 2002-2004
  
  variabelen zijn gemeten voor zowel de broer-zus als de kind-kind dyades.
   ‘Logeren bij familie tijdens de jeugd’, ‘Beroepsstatus vader tijdens jeugd’, ‘Urbanisatie op 15 jarige leeftijd’ zijn niet gemeten voor kind-kind dyades. Alle andere
  
  3489
  
  Ouders kerklid
  
  BRON:
  
  a
  
  2560
  
  n
  
  Logeren bij familie tijdens de jeugda
  
  Alle dyades
  
  Tabel 2 Beschrijvende informatie over de variabelen in de analyse
  
  111
  
  Intergenerationele overdracht van familienormen?
  
  112
  
  gen jegens kinderen (ook wel ‘neerwaartse verplichtingen’ genoemd; α = 0,79).
  Een factoranalyse (met drie dimensies) is uitgevoerd om te toetsen of deze drie
  dimensies empirisch kunnen worden onderscheiden. De factoranalyse met varimax- rotatie laat zien dat de drie dimensies inderdaad aanwezig zijn (zie tabel 1).
  De drie factoren verklaren 66 procent van de totale variantie. Een factoranalyse
  met vier dimensies leidde niet tot verbetering van de passing van het model.
  In onze analyses gebruiken we daarom de 11 items als indicatoren voor de drie
  latente dimensies.
  Onafhankelijke variabelen. Om de directesocialisatiehypothese (H2) te toetsen,
  kijken we naar familienormen van de ouders. De familienormen van de ouders
  zijn gemeten met dezelfde elf items als die vermeld worden in tabel 1. Idealiter
  zouden we de normen van de ouders op het moment dat de kinderen opgroeiden
  willen weten. Dit is echter niet haalbaar aangezien het te veel tijd zou kosten om
  deze informatie met een panel te verkrijgen, terwijl retrospectieve informatie
  over familienormen waarschijnlijk een grote meetfout bevat. Daarom hebben
  we alleen naar de huidige normen van de ouders gevraagd. Hoewel dit de resultaten zou kunnen vertekenen, is het niet duidelijk in welke richting de vertekening zal optreden.
   De gedeeldeomgevinghypothese (H4) wordt getoetst door te kijken naar de
  intensiteit van het familiecontact tijdens de jeugd, het aantal broers en zussen,
  de urbanisatiegraad van de gemeente waar men het grootste deel van de jeugd
  heeft doorgebracht, het kerklidmaatschap van de ouders, het opleidingsniveau
  van de ouders en de beroepsstatus van de vader. De intensiteit van familiecontacten is gemeten met vier items die informeerden naar de mate waarin familieleden logeerden in het ouderlijke huis en de mate waarin de kinderen bij andere
  familieleden logeerden. Een voorbeeld is: ‘Ging u wel eens bij familie van uw
  moeder logeren tijdens uw jeugd? Hiermee bedoelen we de periode totdat u 15
  jaar oud was. Gebeurde dat nooit, af en toe of regelmatig?’ De scores van de vier
  items zijn opgeteld tot één schaal. De betrouwbaarheid van deze schaal is α =
  0,66. We hebben de analyses ook een keer uitgevoerd met de vier indicatoren als
  aparte indicatoren voor een latente variabele, maar dit leidde niet tot andere uitkomsten. De urbanisatiegraad is de bevolkingsdichtheid van de gemeente waar
  de kinderen het grootste deel van hun jeugd hebben doorgebracht. Ouderlijk
  kerklidmaatschap bevat drie categorieën (0 = geen van beide ouders was kerklid
  tijdens de jeugd van de kinderen, 0,5 één was ouder kerklid en 1 = beide ouders
  waren kerklid). Ouderlijke opleiding is de gemiddelde opleiding in jaren van de
  vader en de moeder. Opleiding was een ordinale variabele welke is gehercodeerd
  naar het aantal jaren dat nodig is om het opleidingsniveau te voltooien (onvoltooid lager onderwijs = 5, voltooid lager onderwijs = 6, LBO = 9, MAVO = 10,
  MBO = 11, HAVO = 11, VWO = 12, HBO = 15, universiteit = 16, postacademisch
  onderwijs = 18). Vaders beroepsstatus is de ISEI-score (Ganzeboom, De Graaf, &
  Treiman, 1992) van vaders beroep toen de kinderen ongeveer 15 jaar oud waren.
   De huidige familie-omstandigheden die in de analyses betrokken worden,
  
  jannes de vries, matthijs kalmijn en aart c. liefbroer
  
  zijn ouderlijke gezondheid, ouderlijke burgerlijke staat en leeftijd. Ouderlijke
  gezondheid is een subjectieve evaluatie van de eigen gezondheid door de ouder,
  op een vijfpuntsschaal variërend van ‘uitstekend’ tot ‘zeer slecht’. De ouderlijke
  burgerlijke staat is verdeeld in vier categorieën: beide ouders in leven, één ouder
  in leven, ouders gescheiden en beide ouders overleden. Leeftijd is de gemiddelde leeftijd van de broer-zus- of de kind-kinddyade. Hier zijn vijf categorieën van
  gemaakt, namelijk ‘15-30 jaar’, ‘30-40 jaar’, ‘40-50 jaar’, ‘50-60 jaar’ en ‘ouder dan
  60 jaar’.
  In tabel 2 staat beschrijvende informatie vermeld voor alle variabelen in de
  analyse. De broer-zus- en de kind-kinddyades verschillen op verschillende variabelen. Deze verschillen kunnen worden toegeschreven aan het feit dat de leeftijd
  in de kind-kinddyade lager is en aan verschillen in design (in de kind-kinddyade
  is het bijvoorbeeld niet mogelijk dat beide ouders overleden zijn).
  113
  
  Analysemethode
  We schatten de gezinsinvloed op familienormen door middel van modellen voor
  de overeenkomst tussen broers en zussen, zogenaamde ‘sibling similarity’-modellen (Hauser & Mossel, 1985), met de LISREL (versie 8.8) software (Jöreskog & Sörbom, 1996). In deze modellen wordt de variantie van een afhankelijke variabele
  (in onze modellen de variantie van normen over familieverplichtingen) verdeeld
  in een gezinsfactor (de variantie tussen gezinnen) en een individuele factor (de
  variantie binnen gezinnen). De relatieve omvang van elke factor wordt geschat
  op basis van de correlatie tussen de familienormen van twee broers en zussen.
   Figuur 2 geeft het model weer. De latente variabelen op de tweede rij (η10, η11 en
  η12) zijn de drie dimensies van familienormen voor de eerste broer of zus van
  elke dyade. Op de vierde rij (η13, η14 en η15) zijn de drie dimensies voor de tweede
  broer of zus van elke dyade. Daartussen, op de derde rij, staan de latente variabelen voor de gezinsfactoren van de drie dimensies van familienormen (η1, η2
  en η3). De gezinsfactor voor algemene familieverplichtingen (η1) op de algemene
  familieverplichtingen voor kind 1 (η10) is gelijkgesteld aan de factor voor algemene familieverplichtingen voor kind 2 (η13), wat theoretisch gerechtvaardigd is
  aangezien beide kinderen op basis van toeval geselecteerd zijn. Daarnaast wordt
  verondersteld dat de relatie tussen de normen van kind 1 (η10) en kind 2 (η13)
  volledig veroorzaakt wordt door de gezinsfactor (η1). Alle variantie in de normen
  van kind 1 (η10), welke niet veroorzaakt wordt door de gezinsinvloed (η1), wordt
  veroorzaakt door de individuele invloed (η4). Daarom is de niet verklaarde variantie in η10, (ψ10) 0. De proportie variantie verklaard door het gezin is (β10,1)2,
  terwijl de proportie van de individuele invloed (β10,4)2 is. ψ1,2, ψ1,3 en ψ2,3 zijn
  de relaties tussen de gezinsfactor variabelen (dat wil zeggen, de mate waarin de
  drie dimensies van familienormen door dezelfde factoren worden veroorzaakt).
  Op dezelfde manier zijn ψ4,5, ψ4,6, ψ5,6, ψ7,8, ψ7,9 en ψ8,9 de relaties tussen de variabelen voor de individuele invloed.
   Intergenerationele overdracht van familienormen?
  
  Figuur 2 Structurele model en meetmodel
  
  114
  
  Nu de totale variantie is uitgesplitst in een gezinsfactor en een individuele factor, is het mogelijk om de variantie van beide componenten afzonderlijk te verklaren. Door effecten van gezinskenmerken op de gezinsfactor variabelen toe te
  voegen kan (een deel van) de variantie tussen gezinnen verklaard worden. Als
  effecten van individuele kenmerken op de individuele factoren aan het model
  worden toegevoegd, kan (een deel van) de variantie binnen gezinnen verklaard
  worden. Verder kunnen individuele eigenschappen variantie tussen gezinnen
  verklaren, als kinderen met betrekking tot deze eigenschappen op elkaar lijken
  (kinderen lijken bijvoorbeeld op elkaar wat leeftijd betreft).
   Non-respons
  Zoals hierboven is vermeld hebben we niet van alle ankerrespondenten informatie over een broer of zus. Ten eerste hebben niet alle ankers een (levende) broer
  of zus. Ten tweede hebben niet alle ankers die op het moment van het interview
  wel een levende broer of zus hadden toestemming gegeven om een vragenlijst
  
  jannes de vries, matthijs kalmijn en aart c. liefbroer
  
  naar de betrokken broer of zus te sturen. En ten derde hebben niet alle broers
  en zussen die een vragenlijst ontvingen deze teruggestuurd. De eerste oorzaak
  voor non-respons is vooral gerelateerd aan leeftijd. De tweede en derde oorzaak
  kunnen tot een meer problematische vorm van selectiviteit leiden. Ankers die
  een goede relatie hebben met hun broer of zus geven vaker toestemming om een
  vragenlijst te versturen en broers en zussen met een goede relatie met het anker
  sturen de vragenlijst vaker terug (Dykstra et al., 2005). De kwaliteit van de relatie
  tussen het anker en zijn/haar broer of zus zou beïnvloed kunnen zijn door de
  mate van overeenkomst in familienormen. Onenigheid over deze normen zou
  geleid kunnen hebben tot ruzies over bijvoorbeeld het helpen van elkaar. Dit zou
  betekenen dat broers en zussen die op elkaar lijken wat betreft familienormen
  zouden kunnen zijn oververtegenwoordigd in onze steekproef. Op deze manier
  zouden we de gezinsinvloed op familienormen kunnen overschatten.
   We onderzoeken of dit het geval is door de gezinsinvloed in de broer-zusdyades te vergelijken met de gezinsinvloed in de kind-kinddyades. Als selectieve
  non-respons de schattingen beïnvloed, is de verwachting dat de gezinsinvloed
  groter is in broer-zusdyades dan in kind-kinddyades. De reden hiervoor is dat er
  geen toestemming van het ene kind nodig was om het andere kind te benaderen,
  maar dat er voor beide toestemming van het anker nodig was. Dit kan nog steeds
  bias veroorzaken, maar waarschijnlijk in mindere mate dan wanneer toestemming om de broer of zus te benaderen van het anker afkomstig is. De selectie van
  alters tijdens het interview was random; selectiviteit ontstaat alleen door nonrespons.
  115
  
  Item non-respons
  We selecteerden dyades met geldige antwoorden op de items over familienormen, maar we hebben ontbrekende waarden voor sommige van onze verklarende variabelen. De meeste variabelen hebben weinig ontbrekende waarden, welke
  het gevolg zijn van het feit dat respondenten een vraag niet beantwoordden
  (item non-respons). Als gevolg van het design hebben sommige variabelen echter
  meer ontbrekende waarden. Ten eerste zijn sommige vragen alleen aan ankerrespondenten gesteld. Zo hebben we alleen informatie over logeren bij familie
  tijdens de jeugd en over urbanisatie op 15-jarige leeftijd voor de broer-zusdyades.
  Ten tweede is voor de broer-zusdyades informatie over de gezondheid van de
  ouders, welke afkomstig is uit de vragenlijst voor de ouders, alleen aanwezig
  als tenminste één van de ouders leefde. Ten derde is informatie over de normen
  van de ouders alleen aanwezig als een ouder van het anker de vragenlijst terugstuurde (voor de kind-kinddyades is deze informatie altijd aanwezig, aangezien
  de informatie over de ouder dan op het anker betrekking heeft).
   We controleren voor een mogelijke bias die het gevolg is van item non-respons door Full Information Maximum Likelihood (FIML) te gebruiken. Deze methode
  kijkt naar patronen van ontbrekende waarden voor de variabelen (Enders, 2001).
  Intergenerationele overdracht van familienormen?
  
  116
  
  Hoewel geen waarden worden geïmputeerd voor de ontbrekende waarden, worden waarschijnlijkheden van waarden en covarianties geschat op basis van de
  patronen van ontbrekende waarden en de waarden voor andere variabelen. Deze
  methode geeft betrouwbare uitkomsten als de data missing at random (MAR) zijn,
  dat wil zeggen dat het ontbreken van waarden wel kan afhangen van geobserveerde variabelen, maar niet van ongeobserveerde kenmerken. Of het daadwerkelijk niet samenhangt met ongeobserveerde kenmerken valt uiteraard niet na
  te gaan. Ter vergelijking hebben we de analyses ook uitgevoerd zonder de dyades
  voor wie informatie over de normen van de ouders ontbrak (zie volgende paragraaf).
  Resultaten
  Onze eerste hypothese stelt dat het gezin een effect heeft op familiewaarden
  (algemene gezinsinvloed hypothese). De totale gezinsinvloed voor elk van de drie
  dimensies van familienormen wordt weergegeven in tabel 3. De variantie tussen gezinnen is 20-30 procent, wat niet erg groot is, maar ook niet triviaal. We
  zien ook dat de gezinsinvloed groter is voor de verplichtingen jegens ouders en
  kinderen (30 procent) dan voor algemene familieverplichtingen (19 procent). De
  RMSEA, Root Mean Square Error of Approximation (de gemiddelde afwijking per vrijheidsgraad) is 0,049. Een waarde lager dan 0,05 kan beschouwd worden als een
  close fit (Browne & Cudeck, 1993).
   Aangezien onze steekproef uit twee sub-steekproeven bestaat, namelijk broerzusdyades en kind-kinddyades, hebben we ook getoetst of de variantie tussen
  Tabel 3 Decompositie van de variantie in de familienormen van siblings (N = 3,496)
  Algemene familie
  
  Opwaartse
  
  Neerwaartse
  
  verplichtingen
  
  verplichtingen
  
  verplichtingen
  
  Variantie Variantie Variantie Variantie Variantie Variantie
  
  Model 1a
  Alle dyades
  
  binnen
  
  tussen
  
  binnen
  
  tussen
  
  binnen
  
  tussen
  
  gezinnen
  
  gezinnen
  
  gezinnen
  
  gezinnen
  
  gezinnen
  
  gezinnen
  
  0,81
  
  0,19
  
  0,70
  
  0,30
  
  0,70
  
  0,30
  
  0,80
  0,87
  
  0,20
  0,13
  
  0,70
  0,68
  
  0,30
  0,32
  
  0,70
  0,68
  
  0,30
  0,32
  
  Model 1b
  Broer – zusdyades
  Kind – kinddyades
  a
  
  Fit van model 1: X2 = 2.442, df = 475, p < ,01, RMSEA = 0,049
  
  b
  
  Fit of model 2: X2 = 2.421, df = 469, p < ,01, RMSEA = 0,049
  
  Verschil tussen model 1 en 2: X2 = 21, df = 6, p = 0,002
  BRON: Netherlands Kinship Panel Study, 2002-2004
  
  jannes de vries, matthijs kalmijn en aart c. liefbroer
  
  gezinnen verschilt tussen deze sub-steekproeven. Het blijkt dat voor de verplichtingen jegens ouders en de verplichtingen jegens kinderen de variantie die door
  het gezin van herkomst verklaard wordt twee procentpunten lager is in broerzusdyades, wat een triviaal verschil is. Voor algemene familieverplichtingen is
  de door het gezin verklaarde variantie zeven procentpunten hoger in broer-zusdyades dan in kind-kinddyades. Dit komt overeen met de verwachting dat de respons onder alters (wat de overeenstemming in waarden betreft) selectiever is als
  het adres van de een (sibling) via de ander (anker) verkregen wordt dan wanneer
  de adressen van beiden (de kinderen) via een derde (het anker) verkregen worden. We concluderen daarom dat er mogelijk een vertekening in het gezinseffect voor algemene familieverplichtingen zit, maar dat er waarschijnlijk weinig
  vertekening in het gezinseffect voor de verplichtingen jegens ouders en jegens
  kinderen zit.
  