Geert Driessen, Hetty Dekkers & Roel Bosker (1997) Sociaal-etnische en sekseverschillen in loopbanen in het voortgezet onderwijs.pdf

See discussions, stats, and author profiles for this publication at: https://www.researchgate.net/publication/235970026
Sociaal-etnische en sekseverschillen in
loopbanen in het voortgezet onderwijs.
BOOK · JANUARY 1997
READS
20
3 AUTHORS, INCLUDING:
Geert Driessen
Radboud University Nijmegen
270 PUBLICATIONS 1,237 CITATIONS
SEE PROFILE
Roel Bosker
University of Groningen
106 PUBLICATIONS 7,404 CITATIONS
SEE PROFILE
Available from: Geert Driessen
Retrieved on: 27 February 2016

Sociaal-etnische en sekseverschillen
in loopbanen in het voortgezet onderwijs
G. Driessen, H. Dekkers & R. Bosker
itej INSTITUUT VOOR TOEGEPASTE SOCIALE WETENSCHAPPEN

SOCIAAL-ET SCHE EN SEKSEVERSCHILLEN IN LOOPBANEN IN HET
VOORTGEZET ONDERWUS

Sociaal-etnische en sekseverschillen
in loopbanen in het voortgezet onderwijs
G. Driessen, H. Dekkers & R. Bosker
tesj INSTITUUT VOOR TOEGEPASTE SOCIALE WETENSCHAPPEN

*>1997 Instituut voor Toegepaste Sociale wetenschappen (FTS) van de Stichting Katholieke Universiteit
te Nijmegen
Behoudens de in of krachtens de Auteurswet van 1912 gestelde uitzonderingen mag niets uit deze
uitgave warden verveelvuldigd en/of openbaar gemaakt door middel van dmk.fotokopie, microfilm of
op welke andere wijze dan ook, en evenmin in een retrieval systeem worden opgeslagen, zonder de
voorafgaande schriftelijke toestemming van het Instiuut voor Toegepaste Sociale wetenschappen te
Nijmegen (ITS) van de Stichting Katholieke Univereiteit te Nijmegen.
No pan of this book/publication may be reproduced in any form, by print, photoprint, microfilm or
any other means without written pennission from the publisher

Voorwoord
De vooriiggende onderzoeksrapportage bevat de resultaten van secundaire
analyses op de databestanden van het cohort VOCL'89. De gegevens hiervoor zijn
bereidwiUig ter beschikking gesteld door het CBS te Heerlen. Een speciaal woord
van dank geldt hiervoor met name drs. P. Cremers en dhr. L. Lacon.
Bij het onderzoek waren vanuit bet ITS te Nijmegen dr. G. Driessen en mevr. dr.
H. Dekkers betrokken, en vanuit de vakgroep Onderwijsorganisatie en -Manage-
ment van de Universiteit Twente dr. R.J. Bosker.
Het onderzoek is uitgevoerd in opdracht van het (voonnalige) Instituut voor
Onderzoek van het Onderwijs (SVO) te Den Haag.
INSTITUUT VOOR TOEGEPASTE SOCIALE WETENSCHAPPEN
drs. A.J. Mens
directeur

Inhoud
1 Inleiding: achtergrond, vraagstelling, onderzoeksopzet
1 1 Inleiding
1.2 Intemationaal onderzoek
1.3 Nederlands onderzoek
1.4 Onderzoeksvragen
1.5 Analyses
1.6 Opbouw van het rapport
9
9
10
12
15
16
16
2 Databestand en variabelen
2.1 Inleiding
2.2 Databestand
2.3 Variabelen
2.4 Verdelingskenmerken variabelen
17
17
17
18
28
3 De schoolloopbanen beschreven
3.1 Inleiding
3.2 De onderwijspositie
3.3 Intelligentie
3.4 Toetsprestaties
3.4.1 Toetsprestaties leerjaar 1
3.5 Schoolbelevmg
3.6 Vakkenpakketkeuze
3.6.1 Afdelmgen in het Ibo
3.6.2 Vakkenpakketten m het avo-vwo
3.7 Examenresultaten
3.8 Samenvatting
33
33
33
43
46
46
49
53
55
55
59
65
67

Een multUevel-benadering van de schoolloopbanen 71
4.1 Inleiding
4.2 Opzet multilevel-analyses
4.3 Sekse en de schoolloopbaan
4.3.1 De onderwijspositie
4.3.2 Toetsprestaties en schoolbeleving
4.3.3 Schoolverlaten en diplomering
4.3.4 Vakken- en richtingkeuze
4.4 Sekse, etniciteit, sociaal milieu en onderwijssucces
4.4.1 De onderwijspositie
4.4.2 Toetsprestaties en schoolbeleving
4.4.3 Schoolveriaten en diplomering
4.4.4 Vakken- en richtingkeuze
4.5 School en sekse
4.6 Sekse-ongelijkheid in het onderwijs geperiodiseerd
4.6.1 De loopbaan in het voortgezet onderwijs
4.6.2 Vakkenkeuze in het avo
4.7 Samenvatting
71
71
75
75
76
76
77
77
77
79
79
80
81
82
83
86
88
5 Samenvatting en condusies
5.1 Inleiding
5.2 De schoolloopbanen beschreven
5.3 Een multilevel-benadermg van de schoolloopbanen
91
91
91
93
Literatuur 97
Bijlagen 101

1 Inleiding
1.1 Inleiding
De afgelopen jaren is in Nederlands onderzoek veel aandacht geweest voor
sekseverschillen in het onderwijs. Het betreffende onderzoek werd vaak vanuit
een 'emancipatie-invalshoek' verricht en had grotendeels betrekking op achter-
standen van meisjes. Belangrijke onderwerpen waren dan ook de seksetypische
deelname aan sectoren in het beroepsonderwijs en vakken(pakketten) m het
algemeen vormend onderwijs; ook de achtergronden van de sekseverschillen in
deelname en prestaties waren onderweip van onderzoek (o.a. Ten Dam, Van Eck
& Volman, 1992; Dekkers, 1993). Het zogenaamde emancipatie-onderzoek heeft
vele inzichten opgeleverd, met name over variabelen die afkomstig zijn uit
theoretische kaders ter beschrijving of verklaring van sekseverschillen; uit
longitudinaal onderzoek zijn ook inzichten over de ontwikkeling van de verschil-
len verkregen.
Naast de vaststelling dat met name op het terrem van exacte en technische vakken
en opleidingen de verschUlen nog steeds groot zijn, zijn relaties gevonden met
leerlingfactoren, zoals interesse m bepaalde vakken, competentie, toekomstper-
spectief (vervolgopleiding, arbeidsmarkt, maatschappij) en de invloed van
relevante anderen. Daamaast is ook het belang aangetoond van factoren die met
school te maken hebben, bijvoorbeeld (keuze)begeleiding (o.a. Dekkers, 1996).
Ook zijn verschillen tussen scholen vastgesteld (Bosker & Dekkers, 1994).
In zeer geringe mate is tot nu toe gebruik gemaakt van een andere mogelijkheid
om kemus over de betreffende problematiek te genereren, namelijk specifieke
analyse van de data uit de voortgezet onderwijs-cohorten. Deze (grootschalige)
cohorten bieden de mogelijkheid om seksespecifieke schoolloopbanen vast te
stellen en te relateren aan andersoortige (longitodinale) variabelen dan m emanci-
patie-onderzoek gebruikelijk. De databestanden van met name het VOCL'89-
cohort bevatten een veelheid aan gegevens, waarmee beter zicht kan worden
verkregen op seksespecifieke loopbanen en de samenhang daarvan met diverse
achtergrondvariabelen. Daamaast kan warden vastgesteld of er ten aanzien van
die seksespecifieke loopbanen weer verschillen optreden tussen bepaalde subgroe-
pen, bijvoorbeeld laag versus hoog milieu, en autochtoon versus allochtoon.
Dergelijke analyses behoren in het algemeen niet of slechts tot op zekere hoogte
tot de standaardrapportages over de cohorten, alhoewel een aantal studies er in dit

verband positief uitspringt (Diederen, 1989; Bosker, 1990; Meesters, 1992,
Suhre, De Wit & Mulder, 1996).
Enerzijds omdat de problematiek van differentiele schoolloopbanen nog steeds
volop aan de orde is, anderzijds omdat de databestanden van de cohorten een
enorme hoeveelheid aan gegevens bevatten die, aanvullend op specifiek emancipa-
tie-onderzoek, inzicht in (de achtergronden van) seksespecifieke onderwijsloopba-
nen kunnen verschaffen, voerden wij in het onderhavige onderzoek secundaire
analyses uit op de data van het VOCL'89-cohort. Een 'last but not least' argu-
ment is dat het CBS enige jaren geleden is gestopt met het publiceren van onder
andere eindexamengegevens (dus ook deelname, prestaties) naar sekse. De laatste
CBS-pubIikaties hierover stammen uit 1991.
In de volgende paragrafen schetsen we allereerst het kader van het onderzoek.
Daarvoor geven we een overzicht van de onderzoeksresultaten op het gebied van
schoolloopbanen in relatie tot sociaal-etnische achtergrond en geslacht. Eerst de
bevindingen uit intemationaal Onderzoek, en daama die uit Nederlands onderzoek.
Vervolgens gaan we in op de onderzoeksvragen en -opzet.
1.2 Intemationaal onderzoek
Ook intemationaal is veel gepubliceerd over sekseverschUlen in schoolloopbanen.
Ook hier gaat het om het vaststellen en verklaren van de verschillen, die zich
voomamelijk uiten in prestatie in en deelname aan de exacte vakken; de vakken
science en mathematics zijn de Angelsaksische tegenhangers van natuurkun-
de/scheikunde en wiskunde. In een overzichtsstudie van research naar 'Women
and minority students in science and mathematics' beschrijft Oakes (1990) de
resultaten van onderzoek op dit terrein. Behalve een samenvatting van oorzaken
en verklaringen van de verschillen in drie soorten factoren, cognitieve bekwaam-
heden en houdingen (individual attributes), schoolfactoren (schooling experiences)
en maatschappelijke invloeden (societal influences), geeft de auteur een beeld van
de verschillende momenten in de schoolloopbaan waarop leerlingen kunnen
afhaken. Vanaf de basisschool via de eerste en tweede fase voortgezet onderwijs
naar hoger onderwijs toont ze aan in welke mate meisjes anders presteren of
kiezen dan jongens. Ze beschrijft dit overigens ook voor leerlingen uit etnische
minderheden (blacks and Hispanics) versus blanke leerlingen. Zowel voor meisjes
als voor leerlmgen uit etnische minderheden komt ze tot de conclusie dat deze
onderpresteren in exacte en technische vakken. Voor meisjes ziet ze lichte
verbeteringen in de loop van de tijd, meer in mafhemadcs dan in science. Voor
zwarte en 'Hispanic' leeriingen ziet ze de verschUlen al eerder in de schoolcarrie-
re optreden en signaleert ze nauwelijks verbetering.
10

Interessant in het kader van het onderhavige onderzoek, waarin aan de hand van
secundaire analyses op bestaande cohortdata wordt getracht seksespecifieke
schoolloopbanen in beeld te brengen, is een overzichtsstodie van Johnson (1996).
In deze stodie wordt een overzicht gegeven van grootschalige nationale en intema-
tionale onderwijsprestatiemetingen (large-scale assessment programmes), waarin
onder andere sekseverschUlen tot uiting komen. Johnson beschrijft de resultaten
van de intemationale studies IEA (International Association for the Evaluation of
Educational Achievement) en IAEP (International Assessment of Educational
Progress), een Amerikaans (NAEP) en Canadees (SAIP) programma en vier
Europese programma's, waaronder voor Nederland de Periodieke Peiling van het
Onderwijsniveau (PPON). Het gaat in al deze studies meer om periodieke
peilingen van de onderwijsprestaties dan om het volgen van specifieke cohorten
leerlmgen. De metingen betreffen prestaties in de vakken 'language, mathematics
and science' en leerlingen van verschillende leeftijden, zowel in het basisonder-
wijs als in het voortgezet onderwijs. Voor alle vakken zijn zowel de prestaties als
de houding en belangstelling van leeriingen voor de vakken gemeten. De overall
conclusie is dat er overal prestatieverschillen ten faveure van meisjes bestaan op
het gebied van lezen en schrijven in het basisonderwijs, en dat die verschillen
verdwijnen tijdens het voortgezet onderwijs. PrestatieverschUlen ten voordele van
jongens bestaan voor mathematics en science, en die sekseverschillen warden
tijdens de schoolcarri6re steeds groter. Belangstelling voor en houding tegenover
de betreffende vakken lopen in de pas met de prestaties.
Ook andere auteurs hebben gegevens uit periodieke prestademetmgen gebruikt om
sekseverschillen in prestaties in en vooral keuzen voor exacte vakken aan te
tonen. Hanna (1993) concludeert na heranalyse van de SIMSS-data (Second
International Mathemadcs and Science Smdy) van de lEA-smdies dat in de meeste
landen (12 van de 15) joagens op 17-jarige leeftijd hogere scores halen dan
meisjes voor wiskunde; dat geldt nog sterker voor science. Ook uit de Third
Intemadonal Mathematics and Science Stody (TIMSS) komen dergelijke resultaten
naar voren. Voor Nederiand geldt dat het de zesde plaats voor mathematics en de
vierde voor science inneemt in de intemationale rangorde; de sekseverschillen zijn
echtei^relatief groot (OECD, 1996). Keeves & Kotte (1994) concluderen op grond
van lEA-stodies voor tien landen dat meisjes science en mathematics vermijden en
merken daarbij op dat ze hierdoor de weg naar vervolgonderwijs dat opleidt tot
beter betaalde beroepen met meer status afsluiten.
Het door Keeves & Kotte genoemde argument van ongelijke verdeling van
economische en sociale mogelijkheden wordt door alle auteurs die de seksever-
schUlen inzake vakkenkeuzen beschrijven als nadelig voor meisjes gezien. Een
ander argument om te trachten dergelijke sekseverschillen te verkleinen wordt
omschreven als 'human capital issue': technologische ontwikkelingen scheppen
een economische behoefite aan getrainde wiskuadigen, natuur- en scheikundigen
11

en ingenieurs; ook op lagere niveaus is behoefte aan technisch geschoold perso-
neel (bakes, 1990, Maple & Stage, 1991). Vanuit diezelfde argumenten (sociaal
fair en economisch aoodzakelijk) wordt in studies naar verschUlen in loopbanen,
zeker waar het verschillen in prestaties en keuzen voor kansrijke vakken betreft,
ook naar de posities van verschillende sociaal-culturele groepen gekeken. Zo
omvatten niet alleen overzichtsstudies van Oakes (1990) en Maple & Stage (1991)
resultaten naar sekse en etnische herkomst, maar wordt ook in diverse cohort-
smdies geanalyseerd in welke mate verschillen optreden tossen leerlingen van
versehillende (etnische) herkomst. Voorbeelden hiervan zijn Peng et al. (1997),
die op grote nationale (Amerikaanse) databestanden zoals NELS 1988 (National
Educational Longitudinal Stody), NHEB (High School and Beyond) en het eerder
genoemde NAEP, schoolprestaties van leerlingen uit achterstandssituaties (low
income, low education, Head Start-deelnemers, minority groups, etc.) onderzoch-
ten. Een van de bevindingen is dat deze leerlingen ininder terecht komen in
'algebra and geometry'. Ook Ainley & Daly (1997) rapporteren over een stodie
waarin behalve de samenhang van sekse met de deelname aan en prestaties in
wiskunde ook de rol van sociaal-economische en etnische herkomst is onderzocht.
Na controle voor eerdere prestaties was alleen de rol van sekse van belang.
Alhoewel niet op mime schaal onderzocht, is ook in intemationaal onderzoek
vastgesteld dat scholen verschillen in de mate waarin schoolloopbanen van hun
leerlingen seksespecifiek zijn, met name met betrekking tot exacte vakken (Nuttall
et al., 1989; Bosker & Dekkers, 1994).
1.3 Nederlands onderzoek
Nederlands onderzoek waarin expliciet een relatie wordt gelegd mssen geslacht en
etnische herkomst m samenhang met een serie van onderwijsloopbaankenmerken
is beperkt. Als dat al gebeurt dan betreft het doorgaans deelaspecten van onder-
wijsloopbanen (bv. drop out; vgl. De Wit & Dekkers, 1996). In het kader van de
cohorten van de Landelijke Evaluarie van het Onderwijsvoorrangsbeleid (LEO)
warden sinds 1988 leerlingen gevolgd in hun gang door bet basis- en voortgezet
onderwijs. Met betrekkmg tot het voortgezet onderwijs worden op basis van
landelijke, relatief omvangrijke steekproeven (N=5600) meerdere loopbaanaspec-
ten in hun onderlinge relatie bestudeerd. Dat is een voordeel. Een nadeel is dat
niet gestart is in het voortgezet onderwijs met hele klassen binnen scholen (zoals
dat in de VOCL-cohorten gebeurt), maar met leerlingen die vanuit het basisonder-
wijs zijn uitgewaaierd naar zeer veel v.o.-scholen. Dit laatste betekent dat in de
LEO-cohorten het niet mogelijk is schooleffecten te bepalen, omdat er veelal maar
een zeer gering aantal leeriingen uit een klas wordt gevolgd. Een ander nadeel is
dat ook hier (nagenoeg) geen aandacht wordt besteed aan de combinatie (i.c.
interactie) van geslacht en etnische herkomst. Desondanks willen we hier enkele
12

bevindingen op een rijtje zetten; ze zijn met name ontleend aan Suhre, De Wit &
Mulder (1996).
Op het eind van het basisonderwijs krijgen meisjes gemiddeld genomen een wat
hoger advies dan jongens; jongens krijgen relatief vaak een (i)vbo-advies.
Allochtone achterstandsleeriingen ontvangen veel lagere adviezen dan autochtone
en niet-achterstandsleerlmgen. (Hiermee wordt bedoeld de drie gewichtscatego-
rieen die warden onderscheiden binnen het Onderwijsvoorrangsbeleid, respectie-
velijk de 1.9-, 1.25- en 1.0-leerlingen.) Met name Turkse, Marokkaanse en
Antilliaanse leerlingen scoren laag qua advies. Desondanks moet worden gecon-
cludeerd dat ze relatief hoog zijn: bij gelijke prestaties en een vergelijkbare
sociale achtergrond krijgen allochtone leerimgen hogere adviezen dan autochtone
leerlingen. De uiteindelijke schoolkeuze volgt in grote lijnen de verdeling naar
advies. Toch zijn er hierbij afwijkingen. Met name allochtone leerlingen kiezen
bovenop het feit dat ze al een relatief hoog advies krijgen zelf ook nog eens voor
een hoger schooltype. Het blijkt dat de hogere advisering door de school op zich
geen negatief effect heeft op de loopbanen. Het van dat advies afwijken door de
leerlingen en ouders echter, heeft tot gevolg dat de betreffende leerlingen vaker
zijn blijven zitten en uiteindelijk ook zijn doorgestroomd naar lagere schooltypen.
Allochtone achterstandsleeriingen hebben - vergeleken met autochtone en niet-
achterstandsleerlingen - de eerste fase van het voortgezet onderwijs vaker (nog)
met afgerond. Dit komt met name omdat zij een of meerdere keren zijn blijven
zitten. In de eerste vier leerjaren is 44% van hen blijven zitten, tegen 31% vm de
autochtone achterstandsleerlingen en 29% van de niet-achterstandsleeriingen. De
yerschUlen mssen leeriingen uit onderscheiden herkomsdanden zijn''gering.
Jongens zijn iets vaker blijven zitten dan meisjes.
Ongeveer 13% van de leeriingen is in de beginfase van het voortgezet onderwijs
overgestapt naar een geheel ander schooltype. Met name bij Turkse en Marok-
kaanse leeriingen is relatief vaak sprake van open afstroom.'
Mede als gevolg van zittenblijven treden leeftijdsachterstanden op: leerlingen zijn
relatief oyd voor het leeqaar waarin ze zitten. Deze achterstanden zijn het grootst
bij de Marokkaanse leerlingen; ze zijn gemiddeld 8 maanden ouder dan niet-
achterstandsleeriingen. Er is geen verschU mssen meisjes en jongens.
Zes jaar na het veriaten van het basisonderwijs vonnen de in groep 8 geleverde
taal- en rekenprestaties nog steeds de belangrijkste verklarende factoren voor de
lage positie van ^lochtone achterstandsleeriingen. In verhouding tot de overige
gezinskenmerken hebben herkomsdand en sekse relatief weimg' invloed op bet
bereikte niveau zes jaar na de basisschool. Het opleidmgsniveau van de ouders
heeft verreweg de meeste invloed.
13

'In vrijwel alle jaren liggen de gemiddelde rapportdjfers voor Nederlands en
wiskunde van allochtone achterstandsleerlingen onder het gemiddelde van de klas.
Bovendien hebben zij de meeste onvoldoendes gehaald. In alle leerjaren zijn de
cijfers van meisjes voor Nederlands beter dan die van jongens. Voor wiskunde
halen de meisjes in de eerste leerjaren lagere cijfers, maar in de latere leerjaren
verdwijnt dit verschil. De verschillen tussen jongens en meisjes treden bij alle
herkomsdanden op.
Allochtone achterstandsleerlingen in het (i)vbo en mavo hebben in minder
algemene vakken en in meer beroepsvoorbereidende vakken eindexamen gedaan
dan autochtone achterstandsleeriingen en niet-achterstandsleerlmgen. Ze hebben
met name minder vaak beta-vakken gekozen, hebben de vakken op een lager
niveau gevolgd, hebben de meeste onvoldoende gehaald en zijn vaker voor het
examen gezakt. Ook in het havo zijn de allochtone achterstandsleerlingen de
zwakste groep, zeker wat betreft het slaagpercentage (71%). Opmerkelijk is dat
de autochtone achterstandsleerlingen het in dit opzicht beter doen dan de niet-
achterstandsleerlingen (90 vs. 83%).
Sekse-verschillen treden op ten aanzien van zowel de vakkenpakketten en examen-
richtingen. Binnen bet (i)vbo hebben jongens voomamelijk Ito- of ito-examen
gedaan en meisjes Ihno- of ihno-examen. Wat de vakkenpakketten betreft geldt
voor alle schooltypen dat meisjes veel meer examen hebben gedaan in de taal-
vakken en veel minder in de beta-vakken.
Vrijwel alle gediplomeerde leerimgen hebben iia hun examen gekozen voor een
vervolgopleiding. Verschillen tussen herkomsdanden en meisjes en jongens zijn
zeer gering. Na 6 jaar voortgezet onderwijs volgen allochtone achterstandsleerlin-
gen relatief vaak een leerlmgwezen- of (korte) mbo-opleiding. Vbo-jongens
hebben veel vaker dan meisjes gekozen voor een aanvullend vbo-jaar en zijn ook
vaker een opleidmg in het leerlingwezen gaan volgen. Vbo-meisjes hebben vaker
gekozen voor een lange mbo-opleiding. Verschillen in doorstroom tussen jongens
en meisjes met een mavo- of havo-diploma zijn gering. Na mavo wordt relatief
vaak een lange mbo-opleiding gevolgd. Circa 60% van de jongens die naar het
mbo zijn gegaan heeft gekozen voor een technische opleiding en bijna 30% voor
een economische opleiding. Meisjes zijn voomamelijk doorgestroomd naar de
seetoren dienstverlening en gezondheidszorg (56%) en economie (35%). De
meeste meisjes uit de categorie allochtone achterstandsleerlingen hebben gekozen
voor de economische richtmg. De autochtone achterstandsleerlingen en niet-
achterstandsleerlingen zijn doorgestroomd naar de sector dienstverlening en
gezondheidszorg. Tussen de onderscheiden groepen leerlingen zijn er nauwelijks
verschillen in vertraging en uitval, noch in de korte, aoch in de lange beroepsop-
leidingen.
14

Qua voortijdig schoolverlaten verkeren de allochtone achterstandsleerlingen in een
zeer ongunstige positie. Vergeleken met de autochtone achterstandsleerlingen en
de niet-achterstandsleerlmgen verlaat een groot deel van hen het onderwijs zonder
diploma. Met name de Marokkaanse leerlingen doen het slecht. Bij alle herkomst-
landen gaan veel meer jongens dan meisjes zonder diploma van school. Bij
Surinamers en Nederianders gaat het zelfs om twee keer zoveel jongens als
meisjes. Wat voor ongediplomeerd schoolverlaten geldt, gaat in grote lijnen ook
op voor het schoolverlaten volgens de startkwalifikatie-definitie.
1.4 Onderzoeksvragen
Het VOCL-cohort biedt zoals gezegd een unieke mogelijkheid het verloop van de
schoolloopbanen in de tijd in kaart te brengen. Interessant hieraan is met name dat
een veelheid aan loopbaangegevens gerelateerd aan het geslacht en de sociaal-
etnische herkomst van de leerlingen in een rapportage kan warden gemtegreerd.
Relevant in dit verband is ook het feit dat het om een zeer acmele en een zeer
omvangrijke steekproef gaat, waarbij jaarlijks systematisch informatie over
schoolloopbanen is veraameld. Bovendien kan met behulp van dit cohort de
simatie met betrckking tot de vakkenpakketkeuzes en examenresultaten in kaart
warden gebracht.
Met behulp van de beschikbare informatie wUlen we de volgende ondeizoeksvra-
gen beantwoorden.
1. Hoe yerlopen de schoolloopbanen in het voortgezet onderwijs van meisjes
vergeleken met die van jongens?
Varieert de onderwijspositie van jongens en meisjes met het ouderiijk nulieu
(sociaal-economisch mUieu, etnische herkomst)?
Hoe verlopen de schoolloopbanen qua toetsprestaties, intelligentietestscores
en schoolbeleving, en zijn er in dit opzicht verder nog verschiUen naar sekse
en milieukenmerken?
Welke verschUlen zijn er naar geslacht in vakkenpakketkeuze en examenre-
sultaten, en zijn er hierin verder nog verschillen naar milieukenmerken?
Wat is het effect van geslacht op de onderwijsloopbaan in het voortgezet
onderwys onder constanthouding van de verschillen tussen leerlingen bij de
entree in het voortgezet onderwijs? VerschUt dit sekse-effect tossen allochto-
ne en autochtone leeriingen en voor lager en hoger milieu-leeriingen?
Wat is de bijdrage van de specifieke school die een leerling bezoekt voor
jongens en meisjes, althans onder constanthouding van de verschUlen tussen
de leeriingen bij de entree in het voortgezet onderwijs?
Waar vindt de sekse-ongelijkheid in onderwijspositie en vakken- en richting-
keuze op ongeveer 16/17-jarige leeftijd haar oorsprong?
2.
3.
4.
5.
6.
7.
15

1.5 Analyses
Binnea de secundaire analyses die gepresenteerd warden kunnen twee fasen
warden onderscheiden. We starten in de eerste fase - nadat we eerst duidelijk
hebben gemaakt hoe de variabelen zijn geoperationaliseerd - eerst met een
uitgebreide beschrijving van de loopbaankenmerken in relatie tot de sociaal-
etnische achtergrondkenmerken en het geslacht van de leerlingen. Op deze manier
warden de eerste vier onderzoeksvragen beantwoord. We maken daarbij gebruik
van frequentieverdelingen, kruistabellen en variantie-analyses. Daamaast explore-
ren we ook al de samenhang tussen groepen van variabelen. Voor dit type
analyses hanteren we variantie- en regressie-aiialyses.
In de tweede fase gaan we meer modelmatig te werk. We toetsen daarbij de
onderlinge samenhangen tussen alle variabelen. Deze analyses warden uitgevoerd
met behulp van USREL. Om recht te doen aan de hierarchische structuur van de
data (leeriingen genest binnen scholen) maken we daarbij gebruik van multilevel-
analyse. Er wordt daarbij dus een onderscheid gemaakt tussen de gegevens op
leerlingniveau en die op schoolniveau. Op deze manier krijgen we ook inzicht in
hoeverre de school er toe doet.
1.6 Opbouw van het rapport
Hiema volgt m hoofdstok 2 een beschrijving van het databestand dat we voor
onze analyses gebruiken. We geven een oveizicht van de variabelen en de wijze
waarop ze geoperationaliseerd zijn. In hoofdstuk 3 geven we een beschrijving van
de variabelen, waarbij we de schoolloopbaankenmerken relateren aan de onder-
scheiden achtergrondkenmerken (geslacht en sociaal-etnische herkomst). In
hoofdstuk 4 warden de onderlinge samenhangen modelmatig getoetst; daarbij
wordt een onderscheid gemaakt naar het leerlingen schoolniveau. In hoofdstok 5
geven we een samenvatting van de onderzoeksbevindingen.
16

2 Databestand en variabelen
2.1 Iideidmg
In dit hoofdsmk wordt ingegaan op de gegevens die we zullen gebruiken voor de
analyses. Allereerst wordt in globale zin aandacht besteed aan het databestand.
Vervolgens wordt uitgebreid beschreven welke variabelen dat bestand bevat en op
welke wijze ze geoperationaliseerd zijn. Afsluitend presenteren we een overzicht
van de verdelingskemnerken van de variabelen.
2.2 Databestand
De gegevens die hier gebruikt warden zijn oorspronkelijk verzameld ten behoeve
van het cohort VOCL'89. Dit betreft een longimdmaal onderzoek naar school-
loopbanen van leeriingen in het voortgezet onderwijs. Het is uitgevoerd door het
CBS in samenwerking met ITS (KUN) te Nijmegen en het GION (RUG) te
Groningen; in een latere fase is er ook het OCTO (UT) te Enschede bij betrok-
ken. De eerste metmg voor dit onderzoek is verricht in het schooljaar 1989/1990
bij 19.524 leerlingen die op dat moment in het eerste leerjaar zaten. Deze
leeriingen waren afkomstig van 381 scholen. In grote lijnen kan de steekproef als
representatief warden beschouwd voor alle leerlingen die in bet betreffende
schooljaar in leerjaar 1 van het voortgezet onderwijs zaten. De kenmerken waarop
er discrepandes bestaan tussen steekproef en populatie - voor zover deze al reeel
zijn - kunnen voor een groot deel herleid worden tot sterk samenhangende
oorzaken. Bij het generaliseren van de bevindingen uit de steelq>roef is" enig
voorbehoud op zijn plaats ten aanzien van de steden Amsterdam en Den Haag en
ibo-scholen/afdelingen; deze zijn namelijk ondervertegenwoordigd. Daannee
samenhangend is er mogelijk ook een ondervertegenwoordiging van leerlingen in
achterstandssituaties, de 1.25- en 1.90-leeriingen (vgl. Driessen & Van der'Werf,
1992, 1994). " ' ° - - ~ - ..-"'
Binnen dit bestand zijn twee selecties gemaakt. Om een zuiverder idee te krijgen
van de groep leerlingen die in 1989/90 in het voortgezet onderwijs is gestart/zyn
aUereerst alle leerlingen verwijderd die in dat leerjaar al een keer waren blijven
zitten. Het bett-of in totaal 1007 leerlingen, waarvan 599 jongens en 408 meisjes;
er resteerden dus 18 517 leeriingen. Het cohort VOCL'89 richt zich in oorsprong
aUeen op leerlingen in het regulier voortgezet onderwijs. Dit betekent dus dat in
het startjaar geen van de cohort-leerlingen in het voortgezet speciaal onderwijs
17

zat. In vervolgjaren zijn er echter wel leerlingen vanuit het regulier onderwijs
naar het speciaal onderwijs overgestapt. Om de zaak niet te zeer vertroebelen zijn
ook deze leerlingen uit het bestand verwijderd; het ging daarbij in totaal om 145
leerlingen, waarvan 110 jongens en 35 meisjes. De beslissing om de vso-leerlin-
gen verder niet mee te nemen in de analyses is tevens genomen, omdat van deze
leerlingen per definitie geen gegevens verzameld zijn over hun prestaties,
intelligentie en schoolbeleving in leerjaar 3, en evenmin is infonnatie bekend over
hun vakkenpakket. Het aantal leeriingen waarop de beschrijvende analyses zijn
verricht bedraagt op basis van de combinatie van beide selecties uiteindelijk
18.391.
Het aldus resulterende bestand vormt het basisbestand voor de analyses. Zoals
eerder uitgelegd onderscheiden we in dit rapport twee delen, een beschrijvend en
een exploratief-toetsend. Voor het beschrijvende deel zullen zoveel mogelijk
steeds de gegevens van alle leerlingen 18.391 warden gebruikt. Voor het explora-
tief-toetsende deel zal dat niet altijd mogelijk zijn. Dit hangt niet alleen af van
specifieke methodologische eisen, maar ook van de eisen die de te hanteren
programmatuur stelt. Dat niet steeds alle leerlingen in de analyses warden
betrokken is op zich niet zo'n probleem; het gaat immers nadrukkelijk om het
onderzoeken van de relaties tussen een serie zo betrouwbaar mogelijk gemeten
variabelen.
2.3 Variabelen
In VOCL'89 is via vragenlijsten en toetsen informatie verzameld bij scholen,
leerlingen en hun ouders. Voor onze analyses zijn de volgende onderdelen van
belang.
Vanaf de start van het onderzoek wordt jaarlijks vastgesteld welke onderwijs-
positie - de combinatie van schooltype en leerjaar - de leerlingen inne-
men. Dit wordt bijgehouden tot op het moment dat de leerlingen het (dag)on-
derwijs verlaten. In het eerste jaar is bovendien nog gei'nformeerd naar het
advies v.o. dat de leerlmgen op het eind van bet ba.o. hebben gekregen.
In 1989/90 kwamen verder nog aan bad:
- een taal-, rekenen informatieverwerkingstoets
twee intelligentietests
een schoolbelevingsschaal
- achtergroadgegevens (geslacht, opleiding ouders, etnische herkomst).
In 1991/92 betrof het voor de onvertraagde leerlingen, d.w.z. de leerlingen
die niet waren blijven zitten of van school waren gegaan:
een taal- en een wiskundetoets
(opnieuw) de twee intelligentietests
(opnieuw) de schoolbelevingsschaal.
18

Ook is van alle leeriingen informatie verzameld over het vakkenpakket in het
examenjaar en de eindexamenresultaten.
Tevens is het BRIN-nummer bekend van de scholen waarop de leerlingen
zaten.
In Figuur 2.1 presenteren we een schematisch overzicht van de te analyseren
leerling-variabelen; in feite kan dit schema tevens warden opgevat als het
basismodel voor de analyses.
Figuurl.l - Overzicht variabelen/basismodel
Achtergrond- 1988/89 1989/90 1990/91 1991/92 1992/93 1993/1994 1994/95
kenmerken bao8 vol vo2 vo3 vo4 vo5 vo6
geslacht
sociaal milieu
etnische herkomst
advies positie
intelligentie
prestaties:
-taal
- rekenen
- informatie
schoolbeleving
positie positie
intelligentie
prestaties:
- Nederiands
- wiskunde
schoolbeleving
positie
vakkenpakket
examenresultaat
positie positie
vakkenp. vakkenp.
examenr. examenr.
Toelichting: vol. etc., heeft betrckking op het verblijfsjaar in het voortgezet
onderwijs, en niet per se op het leerjaar. Met 'positie' wordt bedoeld de combina-
tie van schooltype en leerjaar. Nog voor de duidelijkheid: in principe zijn van alle
leeriingen (ongeacht de school waarop ze zitten) bekend de gegevens met betrek-
king tot bao8 en vol en vervolgens (vooizover van toepassmg) het schooltype, de
onderwijspositie, het vakkenpakket en de examengegevens vsm elk daarop volgend
jaar. De gegevens van vo3, anders dan positie, zijn alleen beschikbaar voor de
onvertraagde leeriingen.
Hiema geven we een korte bespreking van de constructie en betekenis van de
variabelen. Zoals gezegd zijn de variabelen afkomstig uit het VOCL'89-cohort.
Y°or het onderhavige ondeizoek zijn gegevens uit drie bestanden gekoppeld: bet
WSA-bestand het bestand dat destijds door het ITS is gebmikt voor de basisrap-
portage ten behoeve van de evaluatie OVB en Basisvorming (o.a. Driessen & Van
derWerf, 1992, 1994), en een bestand dat speciaal voor dit onderzoek door het
CBS ter beschikking is gesteld aan de onderaoekers en dat met name gegevens
bevat over vakkenpakketten en schoolidentificatiecodes.
19

Geslacht. Dit kenmerk spreekt voor zich, er worden jongens en meisjes onder-
scheiden.
Sociaal milieu. Het sociaal milieu waaruit de leerling afkomstig is, wordt geindi-
ceerd via het opleidingsniveau van de ouders. Informatie daarvoor hebben de
ouders zelf geleverd via een schriftelijke vragenlijst. De bepaling van het niveau
heeft plaatsgevonden volgens de Standaard Onderwijslndeling (SOI; CBS, 1987,
1989). Daarbij is eerst voor beide ouders - voor zover aanwezig - afzonderlijk
het hoogst voltooide onderwijs niveau vastgesteld en vervolgens het hoogste
niveau binnen het gezin (voor eenoudergezinnen uiteraard het niveau van de
aanwezige ouder). Het resultaat is de volgende indeling: (1) geen lager onderwijs;
(2) lager ondenvijs; (3) voortgezet onderwijs, lagere trap (Ibo, mavo en de
leerjaren 1-3 havo, atheneum en gymnasium); (4) voortgezet onderwijs, hogere
trap (mbo en de leerjaren 4 en hoger van havo, atheneum en gymnasium); (5)
hoger onderwijs, eerste fase (hbo en kandidaats w.o.); (6) hoger onderwijs,
tweede fase (doctoraal w.o.).
Etnische herkomst. Voor de bepaling van dit kenmerk zijn verschillende indicato-
ren gebruikt; in eerste instantie was dat het geboorteland van de ouders. Als dat
niet beschikbaar was, is - zo mogelijk - afgegaan op het geboorteland van het
kmd en/of de natioaaliteit van de ouders. Ook deze informatie is verkregen via de
oudervragenlijst. Op basis van deze gegevens zijn uiteindelijk zes categorieen
onderscheiden. Daarbij is aangesloten bij de criteria die warden gehanteerd in het
kader van de Formatieregeling WBO (Ministerie van Onderwijs en Wetenschap-
pen, 1985). Volgens die regeling hoort een kind tot een allochtone groep als een
van de ouders daartoe behoort. Dit betekent dat kmderen uit gemengde gezinnen
ook als allochtoon warden opgevat. Evenals bij het ouderlijk opleidmgsniveau
gaat het hier dus om een variabele op gezinsniveau. De onderscheiden categorieen
zijn vervolgens zodanig gerangordend dat ze in lineaire relatie' staan tot de
resultaten op de prestatietoetsen en intelligentietests die zijn afgenomen in leerjaar
1 en 3. De resulterende variabele kent de categorieen (van laag naar hoog): (1)
Marokko; (2) Turkije; (3) Aruba, AntUlen, Suriname, Molukken; (4) overig
Onderwijsvoorrangsbeleid (OVB), dat wil zeggen categorieen die in het kader van
het OVB met onderwijsachterstanden warden geassocieerd, zoals Spanje, Italie,
Griekenland (de Zuideuropese landen); (5) overig allochtoon, dat wil zeggen
categorieen waarbij de associatie met onderwijsachterstanden doorgaans niet
wordt gemaakt, zoals Duitsland, Belgie, VS (Westerse landen); (6) Nederiand.
De mate van lineariteit valt af te leiden door de coefficient voor metrische samenhang (r) af te
trekken van de coefficient voor totale (ofwel nominaal-metrische) samenhang (Eta). Hier was het
maximale verschil ± .005, hetgeen duidt op een bijna perfecte lineaire samenhang.
20

In de beschrijvende analyses zal zo mogelijk met deze zes categorieen warden
gewerkt; vanwege de aantallen in de cellen zal er niet altijd aan ontkomen kunnen
warden met een dichotomie te werken. We hebbea daarvoor, vanwege de sterke
overeenkomsten in cultuur, sociaal-economisch milieu en ook prestaties, de
categorieen 6 en 5 samengevoegd. Ondanks het feit dat hier in feite buitenlanders
in zitten duiden we ze hiema voor het gemak aan met 'autochtoon'. In de andere
categorie, die we 'allochtoon' noemen, bevinden zich de andere vier onderschei-
den etnische groeperingen. Met name bij de geplande multilevel-analyses zal
eerder met deze dichotomie worden gewerkt.
Sociaal-etnische achtergrond. De informatie over het sociaal mUieu en de etnische
herkomst keert gecombineerd terug in de zogenaamde gewichtenregeling die
wordt gehanteerd in het kader van het Onderwijsvoorrangsbeleid (OVB). Leerlin-
gen die een grotere kans hebben op onderwijsachterstanden tellen zwaarder mee
bij de bepaling van de personeelsformatie. In feite wordt deze rcgelmg alleen
toegepast in het basisonderwijs. Echter, juist omdat het een compacte variabele is
hebben we besloten de OVB-gewichten ook te berekenen voor de VOCL-leerlin-
gen. Dat is dus gebeurd op basis van inilieu en etnische herkomst. Onderscheiden
warden drie categorieen: (0) gewicht 1.00 (dit zijn de - voomamelijk autochtone
- leerlingen die zich in sociaal-etnisch opzicht niet in een achterstandssimatie
bevinden); (1) gewicht 1.25 (dit zijn de zogenaamde arbeiderskinderen: kinderen
van - hoofdzakelijk autochtone - ouders met een laag opleidings- en beroepsni-
veau); (2) gewicht 1.90 (allochtone kinderen van ouders met een laag opleidmgs-
en/of beroepsniveau). Het voordeel van deze variabele is overigens met alleen
gelegen in zijn compactheid, bovendien blijkt dat de samenhang met de toetsen
testresultaten voor zowel leerjaar 1 als ook leerjaar 3 lineair is (Eta - r =
maximaal .005).
Advies. Informatie over het advies voortgezet ondenvijs is afkomstig van de
directies van de y.o.-scholen. Zij hebben aangegeven weUc advies de Teerlingen
aan het eind van het basisonderwijs van hun toenmalige schooldirecteuren hebben
gekregen. Het VOCL-bestand bevat daarvan een compacte indeling waarbij bet
steeds gaat om het hoogste advies (vaak warden dubbeladviezen gegeven," bv.
mavo/havo): (1) Ibo; (2) mavo; (3) havo; (4) vwo; met als restcategorie' 'overig'.
Onderwijspositie. Het VOCL-bestand bevat voor de jaren 1989/90 tot 1994/95 een
combmatie_van het onderwijstype dat de leerling bezoekt en het leerjaar waarin
hij/zij zit. Een leeriing die in 1990/91 de code 'mavo2' heeft zit dus in bet tweede
leerjaar van de mavo; een leeriing die in dat schooljaar de code 'mavol' heeft. is
kennelijk blijven zitten (of is evt. ook nog afgestroomd). De informatie voor deze
variabele heeft bet CBS verkregen van de scholen, de leerimgen/ouders en
eventueel gemeeaten. Als een leerling om een of andere reden in een bepaald
schooljaar de school heeft veriaten, krijgt hij/zij de code 0. Deze code blijft hij/zij
21

- indien van toepassing - houden in de navolgende jaren. De code 0 'vertrok-
ken' kent eigenlijk een brede invulling. In hoofdzaak gaat het om leerlingen die
het dagonderwijs (al-dan-niet voortijdig en gediplomeerd) hebben verlaten en
werken of werkzoekend zijn. Daamaast bevat deze categorie leerlingen die naar
het buitenland zijn vertrokken in verband met (re)migratie of een buitenlandse
studie, en leerlingen die ziek zijn of zijn overieden. De categorie bevat echter ook
leerlingen die door het CBS ondanks al hun inspanningen niet meer konden
warden getraceerd ('onbekend'), en leeriingen die expliciet verdere medewerking
aan het onderzoek weigerden. Bovendien moet er rekening mee worden gehouden
dat een leerling die ooit een keer de code 0 heeft gekregen daama niet meer is
gevolgd. Leerlingen die bijvoorbeeld in 1991/92 het mavo hebben verlaten, maar
in 1993/94 weer verder zijn gegaan met havo, blijven als eindscore toch de mavo-
code houden. Ten slotte dient bedacht te warden dat het steeds om dagonderwijs
gaat; avondopleidingen en combinaties van leren en werken (bv. leerlingwezen)
zijn niet meegenomen. Een en ander betekent dus dat de categorie leerlingen met
de code 0 (de 'schoolverlaters') in dit onderzoek uit een vrij gemeleerd gezel-
schap bestaat en niet zonder meer gelijkgesteld mag warden met die groep van
leerlingen die elders als 'drop-outs' of 'voortijdige schoolveriaters' warden
gedefinieerd (bv. leerlingen zonder primaire startkwalificatie; vgl. De Wit &
Dekkers, 1996).'
Met behulp van de onderwijstype/leerjaar-variabele kan dus van elke leeriing in
elke schooljaar warden nagegaan in welk 'niveau' hij/zij zit. Dit levert dus
telkens een reeks van categorieen op. Om tot een meer handzame indicator van de
onderwijspositie te komen is voor elk jaar tevens de score op de zogenaamde
leerjarenladder geconstmeerd (vgl. Bosker, 1990; Van der Velden, 1991). Het
uitgangspunt daarvoor is dat het ondenvijsstelsel wordt opgevat als een hierar-
chisch opgebouwd systeem, waarbij een 'top' kan warden gedefmieerd. Om die
top te bereiken kunnen verschillende wegen worden bewandeld, de ene duurt wat
langer dan de andere. Dat is afhankelijk van het onderwijstype, zittenblijven,
drop-out en open afstroom. De verschillende onderwijsposities van de leerlingen
kunnen nu warden beschreven in termen van de afstand (in leerjaren) die nog
resteert om de top van het onderwijssysteem te bereiken. Die top wordt gelegd bij
bet zesde leerjaar van bet vwo. In tegenstelling tot Bosker en Van der Velden
Binnen de totale groep van leerlingen met de score 0 is met name de categorie 'onbekend'
interessant. We zijn nagegaan of er zich in de loop van de jaren hierbij verschillen voordoen
tussen meisjes en jongens. In zijn algemeenheid kan worden geconcludeerd dat er nagenoeg geen
verschil bestaat naar geslacht. Er bestaan daarentegen wel duidelijke verschillen naar etnische
herkomst: het aandeel allochtone leerlingen met 'onbekend' ligt m elk van de jaren 3 & 4 keer zo
hoog als het aandeel autochtone leeriingen.
22

kennen wij geen scores toe op basis van het voltooid zijn van een bepaald
leerjaar, maar het zich bevinden in dat jaar. Het CBS heeft namelijk de gegevens
over de onderwijspositie steeds verzameld bij en betreffende de start van het
schooljaar. Een verschil is overigens ook dat Bosker en Van der Velden nog
differentieren mssen ibo en Ibo, terwijl de CBS-gegevens deze twee combineren
tot Ibo. Verder maakt het CBS evenmin onderscheid tossen de verschillende mbo-
types (bv. kmbo, mba, bbo) en Ibo-niveaus (AB, C). Wat het lager- en middel-
baar beroepsonderwijs betreft zijn de ter beschikking staande CBS-gegevens dus
wat minder gedifferentieerd. De opbouw van de leerjarenladder kan het beste
verduidelijkt warden via een schematisch overzicht; dat geven we m Figuur 2.2.
Figuur 2.2 - De leerfarenladder
positie onderwijstype en leerjaar
13
12
11
10
9
8
7
6
5
4
3
wo 1
vwo6
vwo5
vwo4
vwo3
vwo2
vwol
vwoO
hbo3
hbo2
hbol
havo5
havo4
havo3
havo2
havol
havoO
mbo4
mbo3
mbo2
mbol
mavo4
mavo3
mavo2
mavol
mavoO
Ibo4
lbo3
lbo2
Ibol
IboO
In Figuur 22 wU vwo6 dus zeggen dat de leeriing bij de stan van het schooljaar
in leerjaar 6 van het vwo zat. VwoO houdt in dat de leerling op het eind van"het
basisonderwijs het advies vwo heeft gekregen; we komen daar zo nog op terug."
By de bepalmg van de positie is de score toegekend die behoort bij het onderwijs-
type en leerjaar; de score staat in de meest linker kolom van Figuur 2.2. In de
figuur staan alleen de categorale typen weergegeven; bekend is"echter dat~met
Dame m de eerste twee jaren in het v.o. bet merendeel van de leeriingen in
brugklassen zit. deze kunnen warden opgevat als combinaties van meerdere types;
oDduidelijk is welke score deze leeriingen zouden moeten krijgen. In navolging
van van der Velden (1991) hebben we er voor gekozen in die"gevaUen terug-te
^eren; Het.p^troon bro8klasl - bmgklas2 - mavo3 bijvoorbeeld, wordt op-deze
wijze opgevat als mavol - mavo2 - mavo3. Een verdere Ulustratie van de^score-
toekenning moge de werking van de leerjarenladder veiduidelijken. Wanneer
leeriingen bijvoorbeeld zijn overgegaan van leerjaar 2 naar leeijaar 3 van hateeif-
23

de type stijgen ze een tree op de ladder en wordt hun score met een punt ver-
hoogd. Blijven ze zitten in leerjaar 2, dan verandert hun score niet. Is er sprake
van op- of afstroom, dan verandert de score in overeenstemming met het type.
AIs op- of afstroom voorkomt in combinatie met zittenblijven, dan gelden de
gewone regels; concreet: bij opstroom van mavol naar havol stijgt de positie 1
punt en bij afstroom van mavol naar Ibol daalt de positie 1 punt; bij de overgang
van mavol naar lbo2 blijft de positie gelijk. Bij 'vertrokken' behoudt de leeriing
de laatst ingenomen positie.
De hiema uit te voeren loopbaananalyses hebben betrekking op de eerste zes jaren
na het veriaten van het basisonderwijs. In Figuur 2.1 hebben we laten zien dat het
gaat om de periode 1989/90 tot en met 1994/95. Het bestand bevat inmiddels ook
al de positie m het zevende jaar (1995/96); ter aanvulling zullen we ook deze
positie in de analyses betrekken. We hebben niet alleen de positie in het v.o. zelf
uitgedmkt in een scores op de leerjarenladder, maar hebben dat ook gedaan voor
het advies. Omdat er regelmatig wordt afgeweken van het advies dat wordt
gegeven (vgl. Driessen, 1991; Koeslag & Dronkers, 1994; Mulder, 1996) is hier
niet, zoals bij de brugklas-scores teroggecodeerd, maar voor alle leeriingen het
hoogst gegeven advies genomen.
Intelligentie. De intelligentie ('aanleg') is bepaald met twee onderdelen van de
Nederlandse versie van het 'Prufsystem fiir Schul- und Bildungsberatmg' (PSB;
Horn, 1969). Zowel in het eerste als in het derde leerjaar zijn dezelfde tests
afgenomen. De afname in het derde jaar is echter beperkt tot die leerlingen die in
dat schooljaar in leerjaar 3 zaten; bij de zittenblijvers en schoolverlaters zijn ze
dus niet afgenomen. Dit betekent dus dat het aantal leerlingen waarover met
betrekking tot het derde jaar testresultaten beschikbaar zijn veel lager ligt dan het
aantal in het eerste jaar. De 'respons' is bovendien verlaagd doordat een aantal
scholen die in het eerste jaar nog wel meewerkten aan de toetsafname dat in het
derde jaar niet meer deden. Daamaast is er nog uitval ontstaan doordat leerlingen
in de tussenliggende periode van school waren geswitcht of het onderwijs hadden
verlaten; leerlingen die op een niet-cohortschool terecht waren gekomen zijn ook
niet betrokken bij de testafname.
De beide afgenomen subtests, de PSB-3 en PSB-8, zijn non-verbaal van karakter
en tellen elk 40 items. Gekozen is voor nonverbale tests om hiermee evenmele
test- of itembias jegens allochtone leeriingen (die de Nederlandse taal mogelijk
minder goed beheersen) te vermijden. De PSB-3 meet de denkvaardigheid of het
redeneervermogen ('reasoning'). Leeriingen moeten bijvoorbeeld m een rij
cirkeltjes een cirkel met een van de rest afwijkend formaat aanstrepen. Deze
subtest is volgens de handleiding sterk onafhankelijk van schoolse invloeden. De
PSB-8 meet het denkbeeldig abstraheren ('abstraction') van voorgegeven figuren
uit een complex geheel. Bijvoorbeeld: voorgegeven zijn vijf figuren en een
24

ingewikkeld geometrisch patroon waarin een van de figuren verborgen is. De
leerlingen moeten ontdekken welk dat is. De totaalscore op de twee tests bestaat
uit het aantal goed gemaakte items.
Toetsprestaties. In het eerste en derde leerjaar zijn prestatietoetsen afgenomen. In
het eerste leerjaar was dat een speciaal voor VOCL door het CITO ontwikkelde
versie van de Entreetoets. Deze toets heeft betrekking op drie leerstofgebieden,
namelijk taal, rekenen en infonnatieverwerking. In een aantal opzichten is de
Entreetoets vergelijkbaar met de Eindtoets basisonderwijs. De toetsonderdelen
voor elk leerstofgebied bestaan uit 20 opgaven; de gehele toets telt dus 60
opgaven. De toets kent een multiple-choice vorm; de leerlingen konden steeds
kiezen uit vier antwoordmogelijkheden. Beschikbaar zijn totaalscores voor elk van
de subtoetsen en tevens voor de toets als geheel. De scores betreffen steeds het
aantal goed gemaakte opgaven per (sub)test.
In het derde leerjaar zijn twee leerstofgebieden getoetst, namelijk Nederiandse taal
en rekenen/wiskunde. De toetsing is - evenals bij de afnames van de intelligen-
tietests - beperkt gebleven tot de onvertraagde leeriingen die op dat moment in
leeqaar 3 van de cohortscholen zaten. Voor het onderdeel Nederlands heeft het
CITO een multiple-choicetoets ontwikkeld, bestemd voor aUe leeriingen vm ibo
tot en met vwo. Naar amleiding van een zestal teksten moesten de leerlingen
daarby m totaal 40 vier-keuzevragen beantwoorden. De uiteindelijke score°op
deze toets bestaat uit het aantal goed gemaakte items.
Was het voor Nederiands wel mogelijk een-en-dezelfde toets aan te bieden aan
alle leerlmgen, voor rekenen/wiskunde was dat niet het geval. De verschmenm
behandelde e° beheerste stof °p de onderscheiden onderwijstypen liepenop dit
^derd?t! ^uiteen om te kuDDen volstaan met een toets. '6m die"redenrzyn
twee afzonderlijke toetsen ontwikkeld: een voor ibo en Ibo, en een voor mavo.
havo en vwo. De door het CITO en samenwerking met het ITS ontwikteide
toetsen vooravo/vwoomvatte vijf inhoudelijke vakonderdelen: voortgezet rekenen
en algebra; functies, verbanden en grafieken; meetkunde in R; en ^"kansreke-'
^!-!n-!tatistie!c; .complex- Deze toets tel<Ie 32 items, waarvan een deel open
^S.,e°_een,.d?el multiPle choice- °P basis van deze toets is een zo optimaal
mogeiijke Parallel-versie ontwikkeld. Daarbij is het onderdeel 'complex''komente
vervallen en zijn emge moeUijkere items vervangen door gemakkelykere Ook
deze-toete_Tvatte 32 items (vgL Driessen & Boertien, 1992)~De~gemaakte
Sts^n_?jD.be?ordeeld ?oor wiskundeleraren (i.o.) waarbij zij een pe^ opgave
WKselmd aantal punten konden toekennen. Voor de avo/vwo-versie bedraa^'de
range m principe 0 - 140 punten, en voor de ibo/vbo-versie 0 - 80 punten. Om de
prestaties van de ibo/lbo-leeriingen te kunnen vergelijken met' die van hun
ayo/vwo-jaargenoteD zijn in beide toetsen een aantal ankentems ^pgenomen'(items
die in beide toetsen voorkomen). Op basis van deze items is tet mogeiijk~een
25

vertaalslag te maken van de ene naar de andere toets en kan met een score voor
beide onderwijstype-categorieen warden gewerkt. Voor deze procedure is Angoffs
methode van'lineaire callibratie (voor non-random steekproeven van ongelijk
niveau met gelijke testbetrouwbaarheden) gehanteerd. Het resultaat is een score
voor alle typen ibo tot en met vwo, waarbij de avo/vwo-scores zijn omgezet naar
ibo/lbo-scores (vgl. verder Driessen & Van der Werf, 1994).
Schoolbeleving. Voor de bepaling van de schoolbeleving is aan de leerlingen in
leerjaar 1 en leerjaar 3 (dezelfde) lijst voorgelegd met oorspronkelijk 15 uitspra-
ken over de manier waarop zij de school en het onderwijs ervaren en beleven.
Voor de sitoatie in leerjaar 3 gelden wat betreft de aantallen benaderde leerlingen
dezelfde opmerkingen als voor de afname van de prestatietoetsen en intelligentie-
tests. Gelet op de inhoud van aangeboden items zegt de schaal waarschijnlijk
vooral wat over de motivatie van de leeriingen. Enkele voorbeelden zijn: 'Ik ga
graag naar school'; 'Op school kun je veel interessante dmgen leren'; 'Ik zou
liever werken dan naar school gaan'. De leerlingen konden in hun reactie kiezen
uit vier antwoordmogelijkheden die varieren van (1) volledig mee oneens, tot (4)
volledig mee eens. Na analyse van de gegevens met betrekking tot leerjaar 1 zijn
uitemdelijk de readies op 1 1 items verwerkt tot een somscore; de range daarvan
varieert van 11 - 44. Inhoudelijk gezien kan warden opgemerkt dat, naarmate de
score hoger is, de leerling een positievere schoolbeleving heeft. Voor leerjaar 3
zijn de scores op dezelfde items gesommeerd. (Terzijde zij opgemerkt dat de
causale analyse van dergelijke concepten een problematische is; onduidelijk is
immers of de schoolbeleving de oorzaak of het gevolg is van bijvoorbeeld het
prestatieniveau.)
Vakkenpakket. Wat het 'vakkenpakket' betreft onderscheidt VOCL twee aspecten.
Voor de leeriingen in het Ibo is voor de schooljaren 1992/93, 1993/94 en 1994/95
bekend op welke afdeling ze zaten. In feite is dit dus niet het vakkenpakket in
strikte zin. We zullen deze indeling in afdelingen als een proxy gebmiken voor
het vakkenpakket, omdat over bet Ibo geen echte vakkenpakket-gegevens beschik-
baar zijn. Onderscheiden warden (1) techniek en landbouw; (2) dienstverlening;
(3) economic en handel.
Voor de leerlingen in het avo/vwo zijn wel de vakkenpakketten bekend; het
betreft de vakken waarin ze examen hebben gedaan. Bij de beschrijvende analyses
kan gewerkt wordea met overzichten van de pakketten. Voor de multilevel-
analyses ligt dat mmder voor de hand. De vakkenpakketkeuze kan warden
opgevat als een vorm van horizontale differendatie. De keuze bepaalt in sterke
mate de toegang tot vervolgopleidingen. Een vaak doorslaggevend element hierbij
betreft de keuze voor exacte vakken. Om die reden kan het aantal exacte vakken
in het pakket ook als een goede indicator worden gezien voor de mate van
horizontale differendatie. Daarom is een zogenaamde telvariabele geconstrueerd,
26

waarin het aantal exacte vakken is gesommeerd (vgl. Smeets & Dekkers, 1996).
Hieronder warden begrepen wiskunde, natuurkunde en scheikunde. Voor de
beschrijvende analyses hebben we naast de categorie 'exacte vakken' nog enkele
andere indeling geconstrueerd. Daarbij hebben we ons gebaseerd op de door
Suhre (1994) gebruikte categorieen. Suhre baseert zich daarbij weer op Dieteren
& Van Dijk (1990). Het betreft de volgende categorieen: modeme vreemde talen
(mvt): Engels, Duits, Frans, Spaans en Russisch; beta: wiskunde (A/B, 1/2),
natuurkunde, scheikunde, biologie (de categorie 'exacte vakken' omvat biologie
niet); zaakvakken: geschiedenis en aardrijkskunde; economic: economic (I/II),
handelskemiis, handelsrekenen; creatieve vakken: tekenen, handvaardigheid,
textiele werkvonnen, muziek en ballet; totaal aantal vakken (alle gekozen
vakken).
Oorspronkelijk was in het onderzoeksvoorstel voorzien de zogenaamde studieper-
spectiefscore in de analyses te betrekken. Deze score representeert het amtal
doorstroommogelijkheden vanuit een bepaalde oaderwijspositie, en deze is weer
een functie van het schooltype, het leerjaar, het vakkenpakket en het niveau van
de gevolgde vakken (vgl. Hofman, 1993). Binnen het havo speelt de stmcturele
component (het schooltype) een overheersende rol; in het mavo en Ibo daarente-
gen bepalen hoofdzakelijk de gekozen vakkencombinaties (en niveaus daarbinnen)
.h!LP.Tlectief'. zoals eerder°Pgemerktwordt - tegen onze oorsprontelyke
verwachringen in - in het VOCL-bestand binnen Ibo en mavo geeD onderscheid
gemaakt naar niveau, en evenmin is van het Ibo het vakkenpakket bekend. Dit
betekent dat voor ongeveer de helft van de leeriingen geen studiêrspectiefscore
zou kunnen warden. Om die reden hebben "we daar dan ook van af
moeten. zien- Bovenstaande betekent overigens ook dat we de analyses met
betrekking tot het 'vakkenpakket' (m de ruimste zin van het woord)~mervoor"de
hele onderaoeksgroep tegelijkerrijd kunnen uitvoeren. We zullen er niet aan
kunneDODtkomen de..8eeevens van lbo enerzijds en van mavo,-havo envwoâpm
temalyseren. Hierbij dienen we bovendien rckening te houden met~het feitrdat
hetâanlallen vakken verschUt per onderwijstype. In het Ibo, mavo'enh~avo'dienen
snmgen examen te doen in minimaal zes vakken, in het vwo daarenteeen is
het mimmum zeven vakken. Ook hier zuUen we rekemng"mee''moetenSen
de analyses per onderwijstype uit te voeren.
Examenresultaat. Voor de periode 1992/93 tot 1994/95 is - voor zover van
toepassmg -bekendofeen leeriing geslaagd is voor het eindexamen of met. Tn
wrste mstantie zijn daarbij drie categorieen gehanteerd: (1) wel m examenjaar,'
maar-Metopexamal 8eweest^ <2) °P exal"en geweest en geslaagd; (3) op examen
geweestên nietgeslaagd. Op basis van deze driedeling hebben we een dichotomie
gevonnd, ^waarbij de eerste categorie buiten beschouwing is eehoudenF
geslaagd; (2) niet geslaagd.
27

Schoolidentifcatiecode. Per schooljaar is - voor zover onderwijs werd gevolgd
- bekend op welke school de leerling heeft gezeten. Van elke school is een
identificatiecode beschikbaar in de vorm van het BRIN-nummer. Een probleem
daarbij, is dat juist in de onderzochte periode er nogal wat fusies en dergelijke
hebben plaatsgevonden, waardoor er scholen zijn samengevoegd, afgesplitst en
opgeheven. Hierdoor kan het dus voorkomen dat een leerling in het ene jaar op
een school zit met BRIN-nummer A en het volgende jaar op een school met
BRIN-nummer B, terwijl het om dezelfde school in hetzelfde gebouw gaat. Om
dit probleem op te lessen hebben we gebmik gemaakt van het historisch BRIN-
nummer-bestand van het departement; hierin zijn al dergelijke wijzingen opgesla-
gen. Met behulp van dit bestand hebben we leerlingen die (door fusie o.i.d.) van
BRIN-nummer zijn veranderd, maar feitelijk op dezelfde school zijn blijven
zitten, het oorspronkelijke BRtN-nummer toegekend.
2.4 VerdeUngskenmerken variabelen
In Tabel 2.1 geven we afsluitend zonder commentaar de verdelingskenmerken van
de variabelendie we van interval-niveau opvatten; in Tabel 2.2 - Tabel 2.4 volgt
de verdeling van de niet-interval variabelen. We zien hier af van een toelichting,
omdat we in hoofdstuk 3 uitgebreid op de verdelingen van de onderscheiden
subgroepen zullen terugkomen.
28

Tabel 2.1 - Verdelingskenmerken interval variabelen
variabele sd min. max. N
geslacht (% jongens) 51.4
opleiding gezin 3.6
etnische herkomst (% autochtoon) 93.3
1.1
18391
17460
15475
Ijr
Ijr
Ijr
Ijr
Ur
Entree-taaltoets
Entree-rekentoets
Entree-infotoets
Entreetoets totaal
intelligentietest Redeneren
Ijr 1 intelligentietest Abstraheren
Ijr 1 schoolbeleving
Ijr.ladder 88/89 (=advies)
Ijr.ladder 89/90 (=ljr 1)
Ijr.ladder 90/91
Ijr.ladder 91/92
Ijr. ladder 92/93
Ijr. ladder 93/94
Ijr. ladder 94/95
Ijr.ladder 95/96
11.5
10.9
11.7
34.3
23.6
21.0
36.2
4.1
4.8
4.0
11.4
5.2
7.0
4.6
4.21
5.11
6.05
6.94
7.78
8.58
9.17
9.57
1.04
1.04
1.08
1.14
1.24
1.44
1.70
1.94
1
1
1
4
1
1
11
3
3
4
4
4
4
4
4
20
20
20
60
39
40
44
6
7
8
9
10
11
12
13
17452
17389
17277
17116
17979
17994
16173
Ijr 3 taaltoets 20.0 6.0 1 37 ^0855"
Ijr 3 wiskundetoets 52.3 15.6 1.0 88.1 10683
Ijr 3 intelligenrietest Redeneren 28.5 5.2 1 40 10877
Ijr 3 intelligentietest Abstraheren 27.0 7.0 1 40 10878
Ijr 3schoolbeleving 32.8 4.9 11 44 10340
17994
18391
18391
18391
18391
18391
18391
18391
29

label 2.2 - Verdelingskenmerken niet-interval variabelen (%)
opleiding ouders
geen l.o.
1.0.
v.o. lagere trap
v.o. hogere trap
h.o. Ie fase
h.o. 2e fase
N
1.6
15.3
27.0
35.6
14.5
6.1
17460
etnische herkomst
Marokko
Turkije
Antillen/Suriname/AntiIlen
Zuid-Europa
overig allochtoon
Nederland
N
1.9
1.9
2.1
.9
5.1
88.2
15475
OVB-gewicht
1.0 (niet-achterstand)
1.25 (autochtoon achterstand)
1.9 (allochtoon achterstand)
N
60.3
33.8
5.9
15382
Tabel 2.3 - Lbo-afdeling naar schooljaar
1992/93 1993/94 1994/95
techniek + landbouw
dienstverlening
economic + handel
N
52.3
30.6
17.1
4556
60.7
16.1
23.2
1661
67.8
32.2
276
30

Tabel 2.4 - Vakkenpakketkeuze avo-vwo. naar schooljaar en onderwijstype (%,
gemiddelden)
1992/93
mavo
1993/94
havo mavo
1994/95
have vwo
Nederlands 100 100 100
Engels 98 97 99
Duits 57 54 42
Frans 25 22 28
geschiedenis 28 33 26
aardrijkskunde 37 44 23
wiskunde (A) 72 64 58
wiskunde B 31
natuurkunde 36 32 32
scheikunde 40 34 31
biologie 48 45 33
handelskennis/rekenen 47 20 32
economic (I) 14 43 56
economic II
Grieks
Latijn
100
97
49
20
33
47
66
29
39
48
7
55
100
98
39
27
30
30
57
30
30
29
40
31
53
100
99
50
36
43
27
60
50
52
43
36
54
36
8
18
exact
mvt
bfeta
zaak
econ
crea
totaal
sd
N
1.48
1.80
1.96
.65
.60
.11
6.13
1.03
4347
1.30
1.73
1.76
.77
.63
.15
6.06
1.02
1587
1.52
1.70
1.86
.49
.88
.17
6.13
.97
1443
1.34
1.67
1.82
.80
.61
.14
6.07
1.03
181
1.45
1.65
1.85
.59
.84
.17
6.10
.97
1602
2.04
1.86
2.41
.70
.90
.10
7.26
1.14
1711
31

Tabel 2.5 - Examenresultaat, naar schooljaar en onderwijstype (%, gemiddelden)
1992/93
Ibo mavo
1993/94
Ibo mavo havo Ibo
1994/95
mavo havo vwo
geen examen
geslaagd
niet geslaagd
x
sd
N
2.0
91.6
6.4
93.5
24.7
3.7
90.5
5.8
93.9
23.8
4.9
84.5
10.6
2.6
89.2
8.2
2.5
82.8
14.7
7.4
81.7
10.9
4.2
86.8
9.0
4727 4515
88.9 91.6 85.0
31.4 27.7 35.8
1826 1630 1480
88.3 90.6
32.2 29.3
1.8
82.0
16.2
83.5
37.2
1.4
89.1
9.4
90.4
29.4
350 189 1631 1736
32

3 De schoolloopbanen beschreven
3.1 Inleiding
In dit hoofdstuk geven we een beschrijving van de verschillende kenmerken van
de schoolloopbaan in relatie tot bet geslacht van de leerlingen. Het betreft de
onderwijspositie in de opeenvolgende jaren, de intelligeatietest-scorcs, de toets-
prestaties, de schoolbeleving, vakkenpakket-keuzes en examenresultaten. Waar
nodig maken we een onderscheid naar onderwijstype dat door de leerling bezocht
wordt. Behalve aan het geslacht, relateren we de loopbaankenmerken ook aan de
onderscheiden sociaal-etnische achtergronden van de leerlingen. We gaan daarbij
na of er na controle voor de sociaal-etnische achtergrond nog verschillen zijn
tussen meisjes en jongens. Bovendien controleren we of er eventueel interactie-
effecten optreden: verschillen de effecten van geslacht iiaar de sociaal-etnische
achtergrond? Het hoofdaccent in dit hoofdstuk Ugt op de beschrijving van de
gegevens; daarnaast warden er ook exploratief-toetsende analyses uitgevoerd. Als
technieken hantercn we frequentieverdelingen, kmistabellen en variantie- en
regressie-analyse. De analyses in dit hoofdstuk kunnen warden gezien als een
voorbereidmg op de muItUevel-analyses die in hoofdstuk 4 aan bod komen. Bij die
analyses houden we behalve met de hier genoemde kemnerken ook nog expliciet
rekening met verschUlen tussen scholen. Daamaast warden de relaties tussen de
verschillende kenmerken (die in dit hoofdstuk doorgaans bivariaat zijn be-
schouwd) in hoofdstuk 4 in hun onderlinge samenhang geanalyseerd.
3.2 De onderwyspositie
Van alle leeriingen weten we voor de jaren 1989 - 1995 in welk onderwijstype en
leeqaar re zaten- .Tevens is hun advies voortgezet onderwijs bekend, zoals dat m
1988 door de basisschool werd gegeven. Op basis van deze gegevens hebben we
de posirie op de leerjarenladder bepaald. Om een indruk te Imygen van de
schoolloopbaan van meisjes enjongens, presenteren we in Tabel 3.1hun ontwik-
keling m termen van de leerjarenladder-positie. De tabel geeft allereerst de
gemiddelden en het verschU daarin tussen meisjes en jongeiu. Om een nadere
mdnric te krijgen van de sigmficantie en het belang van'deverschUlen, geven we
ook de p. en Eta2-waarden. Wat betrcft de significanrie vermelden-we7mdienvan
toepassing^twee niveaus, namelijk p <.01 en p <.001 (respectievelijk aangeduid
^et-_,CD ); omd?t bij.de grote aantalle" leerlingen die in de onderhavige stodie
geanalyseerd warden al snel iets significant is, hebben we ook Eta2 opgenomen^
33

als maat die een indmk geeft van de relevantie van verschillen. Vermenigvuldi-
ging hiervan met 100 geeft het percentage verklaarde variantie. Het criterium
voor relevantie is afhankelijk van het soort en niveau van de analyse. Wanneer
het gaat om analyses op individueel niveau - waar in dit hoofdstuk sprake van is
-, wordt vaak tot relevantie besloten als minimaal 2 a 2.5% variantie wordt
verklaard; dit komt overeen met een samenhang van ±.15. (In het geval dat er
sprake is van twee categorieen binnen de onafhankelijke variabele, zoals hier met
geslacht, komt de nominaal-metrische coefficient Eta overigens overeen met de
punt-biseriele correlatie-coefficient r.) Wanneer het gaat om analyses waarbij men
probeert verschillen tussen scholen op te sporen - zoals in het volgende hoofd-
stok -, wordt doorgaans een minder streng criterium gehanteerd. Dit houdt
verband met het feit dat op dat niveau in zijn algemeenheid aanzienlijk minder
variantie wordt verklaard dan op leerlmgniveau (doorgaans niet meer dan 5 a
6%). Voor dat soort analyses houdt men meestal een kritische samenhang aan van
±.10, ofwel 1% verklaarde variantie. Nog een andere manier om de waarde van
eventuele verschUlen tussen meisjes en jongens te bepalen is door het verschil uit
te drukken in termen van de standaarddeviatie van de betreffende variabele.
Meestal wordt er van uitgegaan dat een verschil relevant is, wanneer het minimaal
20% van de standaarddeviatie bedraagt (Cohen, 1998). Men spreekt dan van een
effectgrootte van .20. Ook hier wordt vaak bij analyses waarbij het gaat om
verschillen op het niveau van scholen een lagere ondergrens aangehouden van
10% (effectgrootte .10). Uiteraard moet men al dit soort criteria niet al te
absoluut nemen; niet uit het oog mag warden verloren wat dergelijke effecten in
de praktijk precies betekenen.
Tabel 3.1 - Leerjarenladder-posities 1988/89 - 1995/96, naar geslacht (gemiddel-
den)
88/89 89/90 90/91 91/92 92/93 93/94 94/95 95/96
meisjes
jongens
verschil
p
Eta2
4.28
4.14
.14
»*
.00
5.19
5.03
.16
**
.01
6.15
5.96
.19
»*
.01
7.04
6.84
.20
**
.01
7.89
7.67
.22
**
.01
8.77
8.40
.37
*»
.02
9.39
8.95
.44
**
.02
9.82
9.34
.48
»*
.02
Als we eerst kijken naar de ontwikkeling van de scores over de jaren been
(meisjes dan wel jongens), dan zien we dat het verschil tossen elk schooljaar
steeds minder dan 1 bedraagt. De overgang van 1989/90 naar 1990/91 bijvoor-
beeld, bedraagt (voor de hele steekproef) .94. De score 1 zouden we krijgen als
34

alle leerlingen zonder zittenblijven en zonder over te stappen naar een hoger of
lager onderwijstype hun in een bepaald type gestarte loopbaan zouden vervolgen.
In latere schooljaren wordt het effect van het verlaten van het (dag)onderwijs
groter; leerlingen die geen onderwijs meer volgen houden namelijk de score die
bij de laatst bereikte positie behoort.
De tabel maakt duidelijk dat meisjes in alle schooljaren een iets hogere positie
innemen op de leerjarenladder dan jongens. Bovendien blijkt dat dat verschil in de
loop van de jaren toeneemt (van .14 tot .48). Hoewel de verschillen steeds
significant zijn op 0.1%-niveau, kan uit de Eta2-waarden warden afgeleid dat
significantie alleen hier niet zoveel zegt. In alle gevallen wordt namelijk minder
dan 2% variantie verklaard. Alleen in de laatste drie schooljaren zou er daarom
evenmeel gesproken kunnen warden van een lichte relevantie. Verder komt uit de
gegevens die we in Tabel 2.1 hebben gq)resenteerd naar voren dat de standaard-
deviaties van de leerjarenladder-variabelen varieren van 1.04 tot 1.94. Op basis
daarvan kan warden uitgerekend dat voor de eerste vijf schooljaren het verschil
varieert van 13 tot 18%; voor de laatste drie is het verschU steeds rond de 25%.
De conclusies op grand van het Eta2-criterium vinden dus bevestigmg m het
effectgrootte-criterium.
Zoals bekend (vgl. Mulder, 1996) wordt succes m het onderwijs m relatief sterke
mate bepaald door sociaal-etnische herkomstkenmerken van de leeriingen. Daarbij
leggen de sociaal milieu-kenmerken doorgaans meer gewicht in de schaal dan de
etnische herkomst-kemnerken (Driessen, 1995). Om een indruk te geven van deze
relatie, presenteren we ter Ulustratie in Tabel 3.2 de leerjarenladder-scores naar
ouderiijk opleidingsniveau, naar OVB-gewichtscategorie en naar etnische her-
komst (de dichotomie autochtoon versus allochtoon). Wat dit laatste kenmerk
betreft, weten we uit het vorige hoofdstuk als dat deze nogal scheef verdeeld is.
Om die reden en omdat de cellen doorgaans zeer slecht zijn gevuld, zien we af
van gebmik van de etmsche herkomst-variabele, waarbij zes categorieen zijn
onderscheiden. Voor de uideg van de categorieen en afkortingen in de tabel
verwijzen we naar het vorige hoofdstuk.
35

Tabel 3.2 - Leerjarenladder-posities 1988/89 - 1995/96, naar ouderlijk opleidings-
niveau, OVB-gewichtscategorie en etnische herkomst (gemiddelden)
88/89 89/90 90/91 91/92 92/93 93/94 94/95 95/96
opleiding:
<lo
lo
vo-1
vo-2
ho-1
ho-2
p
Eta2
3.54
3.62
3.95
4.27
4.82
5.36
.20
4.56
4.55
4.83
5.15
5.73
6.34
.21
5.43
5.47
5.77
6.10
6.69
7.29
.20
6.26
6.33
6.67
6.99
7.59
8.20
.19
7.08
7.14
7.53
7.84
8.45
9.07
.17
7.72
7.83
8.36
8.69
9.31
9.87
.15
8.10
8.25
8.94
9.32
10.02
10.62
.14
8.28
8.52
9.31
9.77
10.54
11.16
**
.14
OVB-gewicht:
1.0
1.25
1.9
p
Eta2
4.52
3.78
3.74
.12
5.42
4.68
4.71
.12
6.37
5.62
5.58
.12
7.27
6.50
6.43
**
.11
8.12
7.35
7.22
.11
8.99
8.12
7.95
.10
9.67
8.62
8.42
.10
10.15
8.95
8.71
.10
etniciteit:
autochtoon
allochtoon
p
Eta2
4.3
3.8
»*
.01
5.1
4.8
**
.01
6.1
5.7
**
.01
7.0
6.5
**
.01
7.8
7.3
»»
.01
8.7
8.0
**
.01
9.3
8.5
**
.01
9.7
8.8
**
.01
'p <.001
Uit de tabel blijkt dat er mderdaad zeer grote verschillen optreden Daar ouderlijk
opleidingsmveau. De scores kuanen warden gemterpreteerd met behulp van het
leerjarenladder-overzicht zoals dat in Figuur 2.2 is gepresenteerd. Als we
bijvoorbeeld de positie van de twee extreme opleidingscategorieen vergelijken
(<lo vs. ho-2, ofwel lager onderwijs niet voltooid vs. wetenschappelijk onderwijs
voltooid), dan zien we voor 1988/89 dat kinderen van ouders met onvoltooid lager
onderwijs een gemiddelde score halen van 3.54; dit komt neer op een Ibo/mavo-
advies. Kinderen van ouders met een voltooide academische opleiding zitten bijna
2 punten hoger, namelijk op 5.36; deze score komt overeen met een havo/vwo-
advies. Als we het scoreverioop verder volgen in de periode 1989/90 - 1995/96,
dan blijkt dat het verschil tussen de twee extreme opleidingscategorieen steeds
groter wordt, namelijk van iets minder dan 2 punten bij de start in het v.o., via 2
punten in 1992/93 tot bijna 3 punten in 1995/96. In hoeverre dit verschijnsel
wordt veroorzaakt doordat kinderen uit de < lo-categorie eerder het onderwijs
36

veriaten (en dus hun positie niet meer verbeteren) of doordat deze kinderen vooral
de veel lagere onderwijstypes blijven volgen, kan uit deze scores niet warden
afgeleid.
Hoewel we dus zagen dat de loopbanen van de twee extreme opleidingscatego-
rieen steeds meer divergeren, keert dit niet terug als we kijken naar de Eta2-
waarden. Deze waarden warden namelijk kleiner in de loop van de tijd. Dit
verschil heeft te maken dat de Eta2-waarden betrekking hebben op alle opleidings-
categorieen, en niet alleen op de twee uiterste. Opgemerkt kan overigens worden
dat de samenhangen mssen de leerjarenladder-scores en het ouderlijk opleidingsni-
veau als lineair kunnen warden opgevat. Uit de analyses volgt namelijk dat het
verschil tussen de totale samenhang (r) en de nominaal-metrische samenhmg (Eta)
voor elk van de leerjaren minder is dan .015. Dit neemt niet weg dat het verschil
mssen kinderen van ouders met onvoltooid lager onderwijs en hooguit lager
onderwijs voltooid steeds margmaal is, in ieder geval veel kleiner dan deverschil-
len tussen de andere opleidingscategorieen.
uit de .t?!)el kan worden afgeleid dat het verschil naar ouderiijk opleidingsniveau
aanzienlijk groter is dan dat naar OVB-gewicht. Wat ook opvdt, is'dat de'invloed
van zoiets als de etnische factor relatief gering is. Ondanks dat de samenhangen
nagenoeg lineair zijn (Eta - r = ± .02), blijkt dat de scores van de autochtone'en
allochtone achterstandskinderen (OVB-gewicht 1.25, resp. 1.9) nauwelijks
verschUlen Het grote verschU zit toch tussen de achterstandskinderen enerzijds en
de niet-achterstandskindercn (OVB-gewicht 1.0) anderzijds; dat verschil bedraagt
doorgaans ongeveer driekwart punt op de leerjarenladder. Dit resultaat in combi-
natie met het gegeven dat - zoals uit het onderste deel van de tabel blijkt - er
slechts marginale yerscUUen zijn aaar etnische herkomst (samenhangen ± .10),
!?-kt^dus, ^ conclusie te rechtvaardigen dat de verschmen in positie~op~ de
leerjarenladder voor het overgrote deel bepaald warden door het oDleidmesnh
van de ouders.
Vergelijking van deze relatief sterke effecten van het ouderiijk opleidingsniveau
met die van het geslacht van de leerimgen (zie de tabellen) maald oolTdmdelyk
dat de laatste in het niet vallen bij de eerste. Ondanks het feit dat het antwoori
zich voor een deel eigenlijk wel laat raden, hebben we aanvullend nog variantie^
andyses uitgevoerd met zowel sociaal-etnische achtergrond als geslacht~.~Het
eerste doel van deze analyses is na te gaan of en in*'hoeverre het effect van
geslacht zich wijrigt als eerst rekening" is gehouden met de sociaal'-eousche
achtergrond van de leeriingen- Anders" gezegd: zijn er bij een've^elykbarc
sociaal-etnische achtergrond (nog) verschmen" tussen meisjes en jongS~lHet
tweede doel is te controlercn of er zich interactie-effecten voordoen:~vmeert het
effect van geslacht naar gelang de sociaal-etnische achtergrond? In Tabel 3.3
staan de resultaten van de uitgevoerde hierarchische variantie-aiialyses."Voor
37

achtereenvolgens opleiding gezin, etnische herkomst (autochtoon vs. allochtoon),
etnische herkomst (6 categorieen) en OVB-gewicht geven we de percentages
variantie zoals die verklaard warden door het effect van het betreffende achter-
grondkenmerk, het rest-effect van geslacht en het interactie-effect.
Tabel 3.3 - Resultaten variantie-analyse m.b.t. de leerjarenladder-posities 1988/89
- 1995/96 (% verklaarde variantie)
88/89 89/90 90/91 91/92 92/93 93/94 94/95 95/96
opleiding gezin
geslacht
imeractie
19.6
.5
.1
20.7
.7
.1
20.1
.8
.1
18.8
.8
.1
17.0
.9
.1
14.6
1.8
.1
14.3
1.8
.2
14.0
1.7
.2
emiciteit (2 cat.)
geslacht
interactie
.9
.4
.0'
.7
.6
.0'
1.0
.7
.0-
1.0
.7
.0-
1.3
.8
.0'
1.3
1.6
.1
1.4
1.6
.1
1.5
1.5
.1
eaiciteit (6 cat.)
geslacht
interactie
1.3
.4
.1'
1.2
.6
.r
1.3
.7
.0'
1.3
.7
.0'
1.4
.8
.0'
1.3
1.6
.1'
1.4
1.6
.1-
1.5
1.5
.1-
OVB-gewicht
geslacht
interactie
12.1
.5
.1
12.3
.6
.1
12.1
.7
.0'
11.4
.8
.0'
10.5
.8
.0'
9.9
1.7
.2
10.2
1.7
.2
10.3
1.6
.3
p >.01
Kijken we eerst naar de interacties. Hoewel blijkt dat de helft van de mteracties
significant is (op minimaal p < .01), wordt uit de percentages verklaarde variantie
duidelijk dat deze effecten niets voorstellen. In het merendeel van de analyses
wordt namelijk niet meer dan .0 a . 1 % variantie verklaard; maxunaal gaat het om
.3% verklaarde variantie. Dit houdt dus in dat het effect van geslacht binnen elk
van de vier achtergrondkenmerken hetzelfde is.
Dan de hoofdeffecten. Het ouderlijk opleidingsniveau verklaart een flink deel van
de variantie (zoals ook al uit Tabel 3.2 bleek). Als daarvoor is gecontroleerd, is
het rest-effect van geslacht nog maar zeer gering, maximaal wordt nog 1.8%
variantie verklaard. De effecten van etnische herkomst (zowel bij twee, als bij zes
categorieen) zijn klein. In geen geval wordt meer dan 1.5% variantie verklaard.
De effecten van geslacht verschillen ook nagenoeg niet met die welke we aantrof-
fen bij de analyses met het ouderiijk opleidingsniveau. De effecten van OVB-
gewicht zijn redelijk groot, alhoewel lang niet zo sterk als die van het ouderiijk
opleidingsniveau. Doorgaans wordt 10 a 12% variantie verklaard. Ook hier is het
38

effect van geslacht vergelijkbaar met dat welk we vonden bij de drie voorafgaande
achtergrondkenmerken.
Als we kijken naar de tabel als geheel, dan valt op dat het effect van twee
sociaal-etnische achtergrondkenmerken, opleiding gezin en OVB-gewicht, in de
loop van de tijd aan belang inboet, terwijl dat van het geslacht relatief gezien
sterker wordt. Daarbij lijkt er een breuk aanwezig tossen schooljaar 1992/93 en
1993/94. Dat is het moment dat de leeriingen vier jaar voortgezet onderwijs
hebben gevolgd, en dat degenen die 'normaal' zijn doorgestroomd het Ibo- of
mavo-diploma hebben behaald. Deze breuk lijkt er op te wijzen, dat op dat
moment de kinderen uit de gezinnen met lager opgeleide ouders het onderwijs
veriaten, terwijl de kinderen met hoger-opgeleide ouders nog in het onderwijs
zitten (havo, vwo) of verder gaan met een op het Ibo of mavo aansluitend
onderwijstype. Een soortgelijk effect lijkt zich - zij het in zeer beperkte mate -
ook voor te doen met betrekking tot het geslacht: jongens verlaten'het onderwijs,
meisjes gaan verder.
Meisjes doen het dus iets beter dan jongens. Om dit wat concreter te maken zijn
we eerst voor het v.o.-advies en de positie in leerjaar 1 gaan kijken hoe daar de
verdeling naar geslacht is. Deze twee posities lenen zich het'beste voor deze
analyse, omdat daar nog geen sprake is van zittenblijven en op-, af- en uitstroom.
In Tabel 3.4 staan de gegevens hierover; ze zijn horizontad gepercenteerd. De
categorie 'brugklas + mavo' duidt op een brugklas met mavo, en de categorie
'brugklas - mavo' op een Mas zonder mavo.
Tabel 3.4 - Advies v.o. en onderwijstype leerjaar 1 v.o.
tuivies Ibo mavo havo vwo
meisjes
Jongens
25.1
35.7
37.9
29.6
21.1
19.4
15.9
15.3
fr'r 7 vo Ibo mavo brugklas
+ mavo
midden-
school
brugklas
- mavo
vwo
meisjes
jongens
19.7
33.1
25.1
18.8
31.7
26.2
1.8
1.6
18.9
17.4
2.8
2.8
JODgeDS fcn).gen aanz!eDlijk vaker eeD lbo-advies dan meisjes (bijna 10% meer);
meisjes daarentegen krijgen veel vaker een mavo-advies en iets vaker'een'havo^
advies. Met betrekking tot het vwo is er slechts een zeer gering verscUl."
39

Bij de adviezen is uitgegaan van het hoogste onderwijstype dat door de directeur
van de basisschool werd aangeraden. Bij de uiteindelijke plaatsing in het eerste
leerjaar v.o. kwam een zeer groot deel van de leerlingen echter niet in een
categoraal type, maar in een min-of-meer brede bmgklas terecht (in totaal 37%).
Voor leerjaar 1 geldt in grote lijnen hetzelfde als voor het advies: jongens zijn
sterk oververtegenwoordigd in het Ibo (ruun 13% verschil), terwijl meisjes in alle
andere typen sterker vertegenwoordigd zijn, met uitzondering van het vwo want
daar zijn de verhoudingen gelijk. De grootste verschillen treden op wat betreft het
categorale mavo en brugklassen met mavo.
Hierboven hebben we aandacht besteed aan het advies en het onderwijstype
waarin de leerlingea zich bevonden in bet eerste leerjaar v.o. Voor de jaren
daama zijn er meer mogelijkheden in termen van onderwijstype en leerjaar en is
het lastiger om de onderwijspositie zo uitgebreid in tabelvorm weer te geven. Om
toch de ontwikkeling duidelijker in beeld te krijgen, hebben we de posities in de
verschillende schooljaren temggebracht tot drie categorieen:
(1) leerlingen die het onderwijs (c.q. de school) hebben verlaten';
(2) leerlingen die zijn blijven zitten en dus niet in het leeijaar zitten waarin ze,
bezien vanuit hun start-onderwijstype en -leerjaar, zouden kunnen zitten;
(3) leeriingen die zonder zittenblijven (evt. in combinatie met afstroom) 'nor-
maal' hun loopbaan hebben ven'olgd, bezien vanuit het start-onderwijstype
en -leerjaar.
Bij de overgang van v.o. naar mbo, hbo en wo zijn we er van uitgegaan dat
'normaal' gelijk staat aan de kortste weg. Dat betekent bijvoorbeeld: lbo4 en
mavo4 -» mbol; havo5 -» hbol; vwo6 -» wol. Leerlingen die van mavo4 naar
havo4 zijn overgestapt, vallen in categorie 2, evenals leerimgen die in bet zesde
jaar in mbol zitten. Overigens moet bedacht warden dat de gegeveiis cumulatief
zijn: een leerling die bijvoorbeeld m het eerste jaar is blijven zitten, loopt
daardoor in de volgende jaren ook steeds e6n jaar achter. In Tabel 3.5 geven we
een overzicht van de verdelmg van meisjes en jongens over de drie categorieen.
' We willen er aan herinneren dat hier 'schoolveriaten' niet noodzakelijkerwijs overeenkomt met de
definitie die hier in specifiek drop-out onderzoek voor wordt gehanteerd (vgl. Hoofdstuk 2).
40

Tabel 3.5 - Onderwijsposities 1990/91 - 1995/96 in drie categorieen.
geslacht (%)
naar
90/91
m j
91/92
m J
92/93
m j
93/94
m j
94/95
m j
95/96
m j
uit onderwijs
lager leerjaar
juiste leerjaar
1.1
3.9
95.0
1.1 2.2
5.3 10.9
93.6 86.9
2.3
13.9
83.8
4.3
18.4
77.4
5.2
23.3
71.5
15.6
28.8
55.5
21.4
35.4
43.2
26.7
32.8
40.5
35.3 39.5 47.3
34.0 34.9 33.8
30.7 25.6 18.9
Wat de eerste categorie betreft (de schoolverlaters). Ran warden geconstateerd dat
gedurende de jaren 1990/91 - 1992/93 bet percentage steeds verdubbelt: van ruim
1 naar ruim 2%, en vervolgens naar 4 a 5%. Na 1992/93 stijgt de proportie
schoolverlaters dramatisch naar (gemiddeld) 19%. Zoals eerder al opgemerkt,
hangt dit samen met het feit dat een belangrijk deel van de leerlingen op dat
moment eindexamen Ibo en mavo heeft afgelegd en daama niet meer verder is
gegaan in het onderwijs. Waarschijnlijk speelt voor een deel van de leerlingen
ook een rol dat ze niet meer (voUedig) leerplichtig zijn. We zien op dat moment
ook dat er grote verschillen tussen meisjes en jongens gaan optreden (die er voor
die tijd nauwelijks wareri). In 1993/94 bedraagt het verschU 6% in het nadeel van
de jongens. In de twee jaren daama loopt dat op tot 8 a 9%. Met betrekking tot
het doubleren (de tweede categorie), zijn er al vanaf het begin verschillen tussen
melsjes en jongens, op het laatste jaar na steeds in het nadeel van de jongens. De
verschUlen varieren van 1% tot 7%. Met name in het vierde en vijfde jaar in het
v.o. (1992/93, resp. 1993/94) zijn er grote verschUlen. De percentages in de
derde categorie zijn complementau- aan de som van de eerste en tweede categorie.
Uit de literatuur is bekend dat schoolveriaten en afstroom ook gerelateerd zijn aan
het_onderwijstype waarin de leerling zit. Om dat inzichtelijk te'maken, hebben we
in Tabel 3.6 de betreffende gegevens behalve naar geslacht ook uitgesplitst naar
starttype. i.c. het onderwijstype waarin de leerlingen in het eerste leerjaar zaten.
We hanteren daarbij de indeling zoals die ook al in Tabel 3.5 werd gebruikt.
Vanwege de kleine aantallen hebben we de middenschool-leerlingen' bij de
categorie 'bmgklas + mavo' gevoegd.
41

Tabel 3.6 - Onderwijspositie 1990/91 - 1995/96 in drie categorieen naar starttype
en geslacht (%)
Ibo
meisjes
mavo bk+m bk-m vwo Ibo
Jongens
mavo bk+m bk-m vwo
1990/91:
uit onderwijs
lager leerjaar
juiste leerjaar
1.8
2.4
95.9
.8
4.9
94.2
1.4
5.0
93.6
.4
2.2
97.4
1.6
.8
97.6
1.4
2.4
96.2
.8
8.1
91.1
1.2
8.2
90.6
.8
3.8
95.4
1.9
98.1
1991/92:
uit onderwijs
lager leerjaar
juiste leerjaar
4.2
7.4
88.4
1.4
14.7
83.9
2.5
12.3
85.3
.8 2.4
6.8 11.5
92.4 86.2
3.5
7.9
88.7
1.5 2.4
20.7 17.7
77.8 79.9
1.3
11.7
87.0
14.5
85.5
1992/93:
uit onderwijs
lager leerjaar
juiste leerjaar
8.4 2.8 4.5 1.6 3.2
10.9 24.7 20.4 14.4 16.3
80.6 72.5 75.1 84.0 80.6
8.6 2.9 4.6 2.6 1.5
16.9 32.1 27.6 19.6 21.6
74.5 64.9 67.8 77.8 77.0
1993/94:
uit onderwijs
lager leerjaar
juiste leerjaar
35.0 11.8 15.1
15.4 37.1 31.9
49.5 51.1 53.0
3.1 5.2 43.9 11.3 13.4 5.0 3.0
27.0 24.6 30.5 41.5 40.1 32.3 26.3
69.9 70.2 25.6 47.2 46.5 62.7 70.7
1994/95:
uit onderwijs
lager leerjaar
juiste leerjaar
49.7 23.1 26.8 9.8 8.1
16.6 35.5 36.8 39.8 28.2
33.7 41.4 36.4 50.4 63.7
65.9 24.4 24.9 9.9 5.4
16.4 40.4 44.4 44.2 33.7
17.7 35.2 30.7 45.9 60.9
1995/96:
uit ondenvijs
lager leerjaar
juiste leerjaar
63.4 32.3 38.9 25.9 34.0
19.0 35.3 37.4 46.8 33.6
17.5 32.4 23.7 27.3 32.4
76.6 37.1 37.2 22.4 24.2
14.5 39.3 43.0 49.7 36.4
8.9 23.6 19.8 27.9 39.4
De tabel maakt duidelijk dat er markante verschillen zijn tossen meisjes en
jongens binnen de onderscheiden onderwijstypes. In 1990/91, dus het tweede jaar
dat de leerlingen in het v.o. zitten, blijkt al meteen dat de jongens er ongunstiger
voor staan, met name wat befireft doubleren/afstroom. Voor alle types behalve Ibo
zijn er m dit opzicht grote verschillen. Als we vervolgens de gang van de
leerlingen door het v.o. volgen, dan komt daaruit naar voren dat de verschillen
naar geslacht eigenlijk alleen maar oagunstiger warden voor de jongens. In
1992/93 staan de jongens er bijvoorbeeld slechter voor als het gaat om het
zittenblijven. In 1993/94 is de positie vanuit starttype Ibo bijzonder ongunstig: m
42

totaal zit nog maar een kwart van de jongens die in bet Ibo zijn gestart in het
juiste leerjaar, tegen bijna de helft van de meisjes.
3.3 Intelligentie
De twee intelligentietests, redeneren en abstraheren, zijn zowel in leerjaar 1 als in
leerjaar 3 afgenomen. Dit biedt de mogelijkheid een eventoele ontwikkeling
daarin in kaart te brengen. Tabel 3.7 geeft allereerst een overzicht van de
testscores naar de achtergrondkenmerken. Vermeld warden niet alleen de scores
per leerjaar, maar tevens de gemiddelde vooruitgang (scores leerjaar 3 minus
leerjaar 1). De laatste scores zijn alleen berekend voor die leerlingen die 'nor-
maal' zijn doorgestroomd naar leerjaar 3 en daar getest zijn. Aangezien de
uitvallers waarschijnlijk' degenen zijn die de relatief lagere scores hebben
gehaald in leerjaar 1, betekent dit dat de gemiddelden in leerjaar 3 in zeker
opzicht - ten minste als we het zouden hebben over de complete startgroep uit
leerjaar 1 - een wat te positief beeld te zien geeft.
Uit variantie-analyses blijkt inderdaad dat de leeriingen die niet 'noniiaal' zijn dooigestroomd naar
!eer)aa'L3.(de_schoolverlaters !" zittenbliJver!i) in leeqaar 1 iets lagere tests'cores hebben'gehaald'.
.-v-^!l.i.lle,nzi^n ,met 1 ^2 I?unten echte1' "iet "8 8root- omdat met deze analyse-opzeTde
causaliteitsvolgorde is omgekeerd, hebben we (evens regressie-analyses uitgevoerdmet'hetraMan^
met.m..het,Juiste leeriaar zitte".'"I991/92 (het moment dat men in leeriaar 3 had moeten'zittCT)
alste verklaren variabele en de intelligentiescores uit leerjaar 1 de verklarende variabelen.~Daaniit
volgt_dat de.B voor.redenere" -07 is, en die voor abs'traheren .05 (.4, resp~'.2%"verklaarie
):Hlenlit volgt dus.dat het.niet.in Ieeriaar 3 zitte" (C-<I niet-deelname'aan de testafiume)
niet verklaard kan warden door de intelligemietest-scores in leerjaar 1.
43

Tabel 3.7 - Intelligentietest-scores naar geslacht, ouderlijk opleidingsniveau, OVB-
gewichtscategorie en etnische herkomst. Subtests redeneren en abstraheren
leer/aar 1, leerjaar 3, en leerjaar 3 - leerjaar 1 (gemiddelden)
Ijrl
reden. abstr.
Ijr3
reden. abstr.
Ijr 3 - Ijr 1
reden. abstr.
geslacht:
meisjes
Jongens
p
Eta2
23.8
23.4
**
.00
21.1
20.8
*
.00
28.8
28.3
**
.00
27.1
27.0
.00
4.9
4.8
.00
5.8
6.0
.00
opleiding:
<lo
lo
vo-1
vo-2
ho-1
ho-2
20.2
22.2
23.4
23.9
24.7
25.3
19.1
20.0
20.8
21.0
21.7
22.3
25.2
26.4
28.2
28.9
30.0
30.6
23.6
25.5
26.7
27.3
28.1
29.3
4.9
4.1
4.8
4.9
5.3
5.4
3.8
5.4
5.7
6.1
6.4
6.6
p
Eta2 .03 .01 .06 .02 .00 .00
OVB-gewicht:
1.0
1.25
1.9
p
Eta2
24.3
23.1
20.8
.03
21.3
20.7
19.1
..
.01
29.3
27.8
25.2
.04
27.7
26.4
24.5
.01
5.0
4.7
4.5
.00
6.3
5.6
5.1
.00
etniciteit:
autochtoon
allochtoon
p
Eta2
23.9
21.2
.*
.02
21.1
19.2
.00
28.8
25.6
»*
.02
27.2
24.8
»»
.01
4.9
4.4
.00
6.0
5.4
.00
.p <.01; "p <.001
Uit de label kan warden afgeleid dat er wat de intelligentiescores betreft niet
sprake is van verschillen mssen meisjes en jongens. In relatie tot het ouderlijk
opleidingsniveau en het OVB-gewicht zijn er wel verschillen; voor abstraheren
zijn die overigens erg gering, voor redeneren wat groter. Daarbij valt op dat de
verschillen in leerjaar 3 in termen van verklaarde variantie ten minste dubbel zo
44

groot zijn als die in leerjaar 1. Tussen autochtone en allochtone leerlingen bestaan
geen verschillen.
Als we kijken naar de ontwikkeling m intelligentie-scores, dan volgt uit de
gegevens dat de leerlingen er gemiddeld ongeveer 5 punten op vooruit gaan in de
periode tussen leerjaar 1 en leerjaar 3. Voor geslacht zijn er in dit opzicht geen
verschillen. Voor ouderlijke opleiding bestaat er een tendens dat kinderen van
lager opgeleide ouders er wat minder op vooruitgaan dan kinderen van hoger
opgeleide ouders; iets soortgelijks geldt ten aanzien van het OVB-gewicht en
etnische herkomst. Maar ook voor ouderlijk opleidingsniveau, OVB-gewicht en
etnische herkomst geldt dat de verschillen niet relevant zijn.
De verwachting was dat de hoogte van de scores niet alleen afhangt van de
leerlingachtergronden, maar natuurlijk ook van het onderwijstype waarin ze zich
bevinden. Daarom zijn ook de scores per type berekend. Evenals dat voor leerjaar
1 is gedaan, hebben we in verband met de aantallen bij de onderwijstype-indeling
voor leerjaar 3 enkele categorieen samengevat. Concreet gaat het om de catego-
rieen mavo en brugklas + mavo. In Tabel 3.8 staan de testresultaten uitgespfitst
naar leerjaar, subtest en onderwijstype. Daamaast hebben we de ontwikkeling in
intelligentiescores berekend naar starttype (onderwijstype leerjaar 1).
Tabel 3.8 - Intelligentietest-scores naar onderwijstype. Subtests redeneren en
abstraheren leerjaar 1 en leerjaar 3, en verschil ieerjaar 3 - leerjaar 1 naar
onderwijstype leerjaar 1 (gemiddelden)
Un
reden. abstr.
Ur3
reden. abstr.
Ijr 3 - Ijr 1
reden. abstr.
Ibo
mavo
bk+m
bk-m
vwo
p
Eta2
21.8
23.3
24.1
25.5
26.4
.*
.06
20.1
20.4
20.9
22.2
24.8
.*
.02
Ibo
mavo/bk+m
havo
bk-mavo
vwo
26.2
28.4
30.3
31.9
31.7
**
.16
25.5
26.5
28.0
30.3
30.2
»»
.06
Ibo
mavo
bk+m
bk-m
vwo
4.0
4.9
4.9
6.0
4.9
.02
5.1
6.0
5.9
7.4
5.4
.01
p <.oi; "p <.ooi
Met name in leerjaar 3 zijn er redelijke tot forse verschiUen tussen de onderwijs-
types, en dan met name qua redeneren (de samenhang bedraagt bijna .40). be
laagste categorie zit ongeveer wn standaarddeviatie onder de hoogste categone^
Voor leerjaar 1 zijn de verschmen beduidend minder groot. Wat betteft de
45

ontwikkeling in intelligentiescores zijn de verschillen tussen de onderwijstypes
niet erg groot. Wel opvallend is het feit dat er een type in positieve zin sterk
uitsprmgt, namelijk brugklas-mavo (d.w.z. havo/vwo-combinaties). Voor redene-
ren zijn de betreffende leerlingen er bijna een kwart standaarddeviatie op vooruit
gegaan en voor abstraheren ongeveer een vijfde standaarddeviatie.
Omdat we ook gei'nteresseerd zijn in de onderlinge relatie tussen onderwijstype,
geslacht en intelligentietest-scores hebben we enkele variantie-analyses uitgevoerd.
Met name waren we ge'interesseerd in de vraag of de scores van meisjes en
jongens varieren per onderwijstype. Bij de analyses is als eerste het onderwijstype
ingevoerd en daama het geslacht. Zoals verwacht waren er na het effect van type
geen significante effecten meer van geslacht. Bovendien bleek uit de p-waarden
van het interactie-effect voor leerjaar 1 (.509, resp. .662) dat de intelligentiesco-
res van meisjes en jongens ook niet verschilden naar gelang bet onderwijstype.
Voor leerjaar 3 waren er weliswaar significante interactie-effecten (p=.002, resp.
.000), maar er werd slechts .1, respectievelijk .2% variantie mee verklaard.
Soortgelijke analyses hebben we uitgevoerd met met alleen het onderwijstype en
geslacht, maar ook nog het ouderlijk opleidingsniveau, het OVB-gewicht en de
etnische herkomst. Daaruit bleek dat, voorzover de twee- of drieweg interacties al
significant waren, er niet meer dan .2% variantie mee werd verklaard. Het effect
van geslacht verschilt dus niet binnen de etnische categorieen en onderwijstypes.
3.4 Toetsprestaties
Wat de toetsprestaties betreft starten we in Tabel 3.9 met een overzicht van de
scores op de in leerjaar 1 afgeaomen Entreetoets uitgesplitst naar de vier achter-
grondkenmerken. Dat doen we voor de drie subtoetsen apart en voor de toets als
geheel.
46

Tabel 3.9 - Toetsprestaties leerjaar 1 naar geslacht, ouderlijk opleidingsniveau,
OVB-gewichtscategorie en etnische herkomst. Subtoetsen taal, rekenen, informa-
tieverwerking en Entreetoets totaal (gendddelden)
taal rekenen info totaal
geslacht:
meisjes
jongens
p
Eta2
12.1
11.0
**
.02
10.4
11.4
**
.01
11.6
11.9
.00
34.1
34.4
.00
opleiding:
<lo
lo
vo-1
vo-2
ho-1
ho-2
p
Eta2
7.8
9.4
11.0
11.8
13.3
14.6
.12
7.3
8.4
10.2
11.3
13.1
14.6
.12
8.1
9.5
11.2
12.1
13.7
14.9
.14
23.3
27.5
32.4
35.3
40.2
44.1
.16
OVB-gewicht:
1.0
1.25
1.9
p
Eta2
12.5
10.5
8.8
**
.08
12.1
9.6
8.0
**
.08
12.8
10.6
8.8
**
.10
37.5
30.9
25.7
**
.11
etniciteit:
autochtoon
allochtoon
p
Eta2
11.8
9.1
.03
11.2
8.5
.02
12.0
9.1
.03
35.1
26.8
*»
.03
p <.oi; "p <.ooi
Blykens de tabel doen meisjes het iets beter op taal en jongens wat beter op
rekenen en informadeverwerking. Alleen voor taal is bet verschil in beperkte
mate relevant. Op de toets als geheel vallen de (al geringe) verschmen weer min
of meer tegen elkaar weg; ze zijn zelfs niet significmt meer.
Wel grote verschillen bestaan er met betrekking tot bet ouderlijk opleidmgsniveau.
Grofweg zou kunnen worden geconcludeerd dat de laagste categorie, de ouders
47

die het lager onderwijs niet hebben voltooid, een dubbel zo lage score haalt op elk
van de toetsonderdelen als de hoogste categorie, de ouders met een voltooide hbo-
of wo-opleiding (effectgroottes van 1.30 tot 1.80). De samenhang tossen opleiding
en toets-totaal bedraagt .40. De verschillen tussen de OVB-categorieen zijn
minder groot dan die tossen de opleidingscategorieen. Ze veriopen overigeas vrij
monotoon. Met de toets als geheel is de samenhang -.34; de allochtone achter-
standsleerlingen scoren het laagst. Relatief gezien zijn de verschillen mssen
autochtone en allochtone leerlingen het minst omvangrijk: er wordt steeds rond de
2 a 3% variantie verklaard.
In Tabel 3.10 volgt bet overzicht van de prestaties naar onderwijstype leerjaar 1.
Tabel 3.10 - Toetsprestaties leerjaar 1 naar onderwijstype. Subtoetsen taal,
rekenen en informatieverwerking en Entreetoets totaal (gemiddelden)
taal rekenen info totaal
Ibo
mavo
bk+m
bk-m
vwo
p
Eta2
8.2
11.4
11.9
15.1
16.3
**
.35
7.5
10.3
11.1
15.5
16.9
.34
8.9
11.4
12.0
15.2
16.6
.31
24.7
33.2
35.2
45.8
49.9
.43
p <.01; "p <.001
De prestaties blijken zeer sterk samen te hangen met het door de leerlingen
bezochte onderwijstype; de samenhangen varieren van .56 tot .65. In feite kan
voor onderwijstype iets soortgelijks gezegd warden als voor ouderiijk opleidings-
niveau: de leerlingen m de hoogste categorie (vwo) maken dubbel zoveel opgaven
goed als hun jaargenoten in de laagste categorie (Ibo).
Om na te gaan of er na controle voor het onderwijstype nog een effect resteert
voor geslacht, en of bet effect van geslacht varieert over de onderwijstypes,
hebben we op vergelijkbare wijze als bij de intelligentiescores variantie-analyses
uitgevoerd. Daaruit bleek dat, hoewel significant, er slechts een effect relevant
was: dat van geslacht op de rekenprestaties na controle voor onderwijs type
(2.6% verklaarde variantie). Dit houdt in dat meisjes, ook als rekening wordt
gehouden met bet onderwijstype waarin ze zitten, minder rekenopgaven goed
maken dan jongens. Na controle bedraagt het verschU mim 1.5 opgave bij een
standaarddeviatie van bijna 5 (ofwel een effectgrootte van .30). De mteractie-
48

effecten zijn alle niet relevant, hetgeen betekent dat het geslachtseffect voor
rekenen voor alle onderwijstypes geldt.
Hierboven hebben we laten zien dat van de vier achtergrondkenmerken de
samenhang van het ouderlijk opleidingsniveau met de prestaties het sterkst was.
Aanvullend zijn we daarom via variantie-analyse nagegaan wat vervolgens de
relatie tussen geslacht en de prestaties op de toets als geheel na controle voor
onderwijstype en opleidingsniveau. Het lijkt er op dat het effect van opleidingsni-
veau voor het grootste deel gemedieerd wordt door het onderwijstype, en dat het
rest-effect van geslacht vrijwel nihU is. Concreter: het effect van onderwijstype
verklaart 42.7% van de variantie in de scores op de toets als geheel; ouderlijk
opleidingsniveau verklaart vervolgens nog slechts 2.5% en geslacht niet meer dan
.5%. Bij deze analyses hebben we aanvullend ook nog gecontroleerd ofer sprake
is van significante interactie-effecten tossen onderwijstype, geslacht en opleidings-
niveau. Dat bleek niet het geval te zijn, evenmm trouwens m analyses met OVB-
gewicht, respectievelijk etnische herkomst in plaats van opleidingsniveau.
In leerjaar 3 is een taal- en een wiskundetoets afgenomen. In Tabel 3.11 presente-
ren we de gemiddelde scores naar de drie achtergrondkenmerken. Zoals al eerder
opgemerkt, dient bedacht te worden dat de toetsen m leerjaar 3 alleen gemaakt
zijn door de leerlmgen die niet zijn blijven zitten en die niet van school zijn
gegaan, waarschijnlijk de betere leeriingen dus.
49

Tabel 3.11 - Toetsprestaties taal en wiskunde leerjaar 3 naar geslacht, ouderlijk
opleidingsniveau, OVB-gewichtscategorie en etnische herkomst (gemiddelden)
taal wiskunde
geslacht:
meisjes
jongens
p
Eta2
20.4
19.6
.00
51.0
53.5
.01
opleiding:
<lo
lo
vo-1
vo-2
ho-1
ho-2
16.3
16.9
19.0
20.4
22.7
24.8
39.9
43.6
50.2
53.8
59.2
63.9
p
Eta2 .12 .13
OVB-gewicht:
1.0
1.25
1.9
21.4
18.3
16.7
56.1
48.3
42.5
p
Eta2 .08 .08
etnicttett:
autochtoon
allochtoon
p
Eta2
20.2
17.0
.02
53.2
43.9
**
.02
' p <.01; " p <.001
Evenals in het eerste leerjaar zijn ook in het derde leerjaar meisjes iets beter dan
jongens in taal en iets slechter in rekenen. In beide gevallen zijn de verschillen
echter niet relevant. Van ouderlijke opleiding gaan wel relevante effecten uit op
de prestaties. Voor zowel taal als wiskunde wordt ongeveer evenveel variantie
verklaard (samenhangen circa .35). Het lijkt er daarbij dat er een breuk ligt mssen
aan de ene kant lo en lager en aan de andere kaat vo-1 en hoger. Met name voor
wiskunde is die duidelijk zichtbaar. Het effect van OVB-gewicht is veel minder
sterk (samenhang .28). Uit het verioop van de gemiddelden kan warden afgeleid
50

dat het verschil mssen de allochtone en de autochtone achterstandscategorie
minder groot is dan dat tussen de autochtone achterstandscategorie en de niet-
achterstandscategorie. Het effect van etnische herkomst balanceert op grenspunt
van relevantie.
Dan de toetsprestaties per onderwijstype; deze staan in Tabel 3.12.
Tabel 3.12 - Toetsprestaties tool en wiskunde leerjaar 3 naar onderwijstype
(gendddelden)
taal wiskunde
Ibo
mavo
bk+m
bk-m
vwo
p
Eta2
15.6
20.2
22.8
24.9
26.8
**
.42
41.2
52.5
60.6
64.4
69.3
**
.40
p <.oi; ~p <.ooi
De effecten van onderwijstype op de prestaties zijn sterk, sterker nog dan die in
het eerste leerjaar (samenhangen circa .65). Mogelijk heeft dit er mee te maken
dat de plaatsing van de leeriingen in de onderwijstypes in leerjaar 1 nog wat
arbitrair was, terwijl die twee jaar later beter is uitgelmstalliseerd. Voor taai valt
op dat er een breuk is tussen de Ibo- en de overige Icerlingen; voor wiskunde zijn
er relatief grote verschUlen tossen enerzijds Ibo en de overige types, en anderzijds
mavo en de hogerc types.
Ook voor de prestaties in leerjaar 3 hebben we via variantie-analyses bepaald of
er^na controle voor onderwijstype nog rest-effecten zijn van geslacht, en of het
effect van geslacht varieert per onderwijstype. Voor taal blijkt dat het rest-effect
^an..g.es?c^niet si8nificant is'Jlet interactie-effect van geslacht en onderwijstype
is wel significant, maar met .1% verklaarde variantie met relevant. Voor wskun-
de ligt de simatie iets anders. Daar is er namelijk nog wel een klein rest-effect
van geslacht (2% verklaarde variantie) en het interactie-effect is met relevant
(.6% variantie). Er zijn dus nog geringe verschUlen m wiskundeprestaties tussen
meisjes en Jongens (4.5 punt bij een standaarddeviarie van 15.6) die niet helemaal
warden wegverklaard door het bezochte onderwijstype, en dit effect is vooreik
van de vijf onderscheiden onderwijstypes gelijk.
51

Geert Driessen, Hetty Dekkers & Roel Bosker (1997) Sociaal-etnische en sekseverschillen in loopbanen in het voortgezet onderwijs.pdf

Geert Driessen, Hetty Dekkers & Roel Bosker (1997) Sociaal-etnische en sekseverschillen in loopbanen in het voortgezet onderwijs.pdf

Recommended

Recommended

More Related Content

Similar to Geert Driessen, Hetty Dekkers & Roel Bosker (1997) Sociaal-etnische en sekseverschillen in loopbanen in het voortgezet onderwijs.pdf

Similar to Geert Driessen, Hetty Dekkers & Roel Bosker (1997) Sociaal-etnische en sekseverschillen in loopbanen in het voortgezet onderwijs.pdf (20)

More from Driessen Research

More from Driessen Research (20)

Geert Driessen, Hetty Dekkers & Roel Bosker (1997) Sociaal-etnische en sekseverschillen in loopbanen in het voortgezet onderwijs.pdf