4. Relevante achtergrondkenmerken

Voor het samenstellen van de smalle vergelijkingsgroep wordt met een statistische matchingstechniek gezocht naar huishoudens in de brede vergelijkingsgroep die op relevante achtergrondkenmerken lijken op de groep gedupeerde huishoudens. Dit om uiteindelijk de vraag te kunnen beantwoorden of kinderbeschermingsmaatregelen disproportioneel vaak voorkomen bij kinderen van gedupeerden van de toeslagenaffaire ten opzichte van een groep vergelijkbare, maar niet gedupeerde, huishoudens. Een achtergrondkenmerk is relevant voor deze matchingstechniek als het samenhangt met zowel de kans om gedupeerd te raken als met de kans om in aanraking te komen met een kinderbeschermingsmaatregel. Stel immers dat er kenmerken zijn die wel significant samenhangen met de kans op het opgelegd krijgen van een kinderbeschermingsmaatregel, maar dat er voor dit kenmerk geen verschil is tussen gedupeerden en niet-gedupeerden. Dit kenmerk hoeft dan niet meegenomen te worden in de matching. Door middel van matching wordt namelijk gezorgd dat eventuele belangrijke verschillen tussen de groepen (wel of niet gedupeerd) weggenomen worden om juiste conclusies te kunnen trekken, maar de groepen zijn in dat geval reeds gelijk op dat kenmerk. Andersom geldt hetzelfde: stel dat een kenmerk wel samenhangt met de kans op gedupeerd raken, maar niet met de kans op het opgelegd krijgen van een kinderbeschermingsmaatregel. Dan is dit kenmerk niet relevant om mee te nemen bij het samenstellen van een goede smalle vergelijkingsgroep. Verschillen op dat kenmerk kunnen namelijk geen reden zijn voor eventuele verschillen tussen gedupeerden en niet-gedupeerden in kinderbeschermingsmaatregelen.

Met behulp van interne en externe experts is allereerst onderstaande groslijst opgesteld van achtergrondkenmerken die relevant zouden kunnen zijn (zie bijlage 1 voor de begeleidingscommissie van dit onderzoek). Belangrijk is dat alle kenmerken in kaart gebracht zijn op een moment vóór het moment van dupering/selectie. Voor een zuivere vergelijking is het namelijk belangrijk dat de kenmerken niet al beïnvloed zijn door de dupering. Er worden kenmerken in 4 verschillende domeinen onderzocht (zie voor de definitie en operationalisatie van deze kenmerken bijlage 3):

1. Demografische kenmerken:

• Geslacht van aanvrager
• Leeftijd van aanvrager
• Leeftijd aanvrager bij geboorte eerste kind
• Burgerlijke staat van aanvrager
• Herkomst en herkomstland aanvrager
• Woonprovincie aanvrager
• Stedelijkheidsgraad woongemeente aanvrager

2. Huishoudenssituatie:

• Huishoudtype
• Aantal kinderen in het huishouden
• Leeftijd jongste kind in het huishouden
• Leeftijd oudste kind in het huishouden
• Aanvraag kinderopvangtoeslag voor niet-juridisch kind
• Aantal jaar aanvraag kinderopvangtoeslag
• Verhuisbewegingen van het huishouden
• Wisselingen van partner

3. Onderwijs en sociaaleconomische situatie:

• Hoogste opleidingsniveau aanvrager
• Kinderen in huishouden die voortijdig schoolverlater zijn
• Koop- of huurwoning (wel/geen huurtoeslag)
• Huishoudinkomen
• Vermogen van het huishouden
• Belangrijkste inkomensbron van het huishouden
• Wanbetaler zorgverzekeringswet in het huishouden
• Wet Schuldsanering Natuurlijke Personen-traject in het huishouden

4. Zorggebruik:

• Ontvangen geestelijke gezondheidszorg (GGZ)
• Gebruik psychofarmaca bij huishoudleden
• Gebruik medicijnen bij verslavingen in huishouden
• Wmo-gebruik in huishouden
• Licht verstandelijke beperking aanvrager en eventuele partner
• Registratie als verdachte binnen het huishouden

Van bovenstaande kenmerken is in kaart gebracht of deze samenhangen met enerzijds de kans om slachtoffer te worden van de toeslagenaffaire en anderzijds de kans om een kinderbeschermingsmaatregel opgelegd te krijgen.²²⁾  Wel of niet gedupeerde zijn van de toeslagenaffaire wordt afgeleid op basis van het door UHT geleverde bestand met geregistreerde gedupeerden. Voor het wel of niet opgelegd krijgen van een kinderbeschermingsmaatregel wordt gekeken naar alle minderjarige kinderen in het huishouden van de aanvrager in het jaar voor dupering/selectie. Er wordt gekeken of minimaal één van deze kinderen in het jaar voor dupering/selectie een kinderbeschermingsmaatregel opgelegd heeft gekregen.

In de tabellen in de volgende paragrafen staan voor alle kenmerken de verdeling en samenhang weergegeven voor personen die wel of niet gedupeerd zijn geraakt en voor personen die wel een kinderbeschermingsmaatregel opgelegd hebben gekregen en voor personen die dat niet hebben. Voor deze beschrijvende analyse zijn alle duperings-/selectiejaren samengenomen. Om de verdeling op de kenmerken tussen de verschillende groepen (wel of niet gedupeerd en wel of geen kinderbeschermingsmaatregel in het gezin) weer te kunnen geven zijn kruistabellen uitgedraaid (in de tabellen staan de percentages weergegeven). Daarnaast zijn er bivariate logistische regressies uitgevoerd (dit omdat de afhankelijke variabelen, gedupeerdheid en de kans op het opgelegd krijgen van kinderbeschermingsmaatregel in het gezin, binair zijn. Zie Hosmer Jr et al., 2013 voor meer informatie over logistische regressie).

Alle verschillen zoals weergegeven in de tabellen zijn statistisch significant (dit betekent dat de gevonden verschillen waarschijnlijk niet op toeval berusten).²³⁾  Hierbij moet opgemerkt worden dat de groepen in dit onderzoek omvangrijk zijn: in totaal zijn de analyses op meer dan een miljoen mensen gebaseerd (meer dan een miljoen niet-gedupeerden in de brede vergelijkingsgroep en meer dan vier duizend personen in de groep gedupeerden). In het algemeen geldt dat hoe groter de onderzoeksgroepen hoe groter de kans op significante resultaten. Het is daarom in dit geval relevanter om naar de sterkte van de samenhang te kijken dan naar de significantie. Logistische regressieanalyse geeft geen proportie verklaarde variantie (R²) zoals die voor interval of ratio variabelen in een lineair model gedefinieerd is. Wel bestaan er verschillende pseudo R²-maten die vergelijkbaar zijn met de R² uit lineaire regressie analyse. In dit onderzoek wordt de McFadden R² (1974) als pseudo R²-maat weergegeven. De McFadden R² kan een waarde aannemen tussen de 0 en de 1 waarbij een hogere waarde doorgaans staat voor een beter model (meer samenhang tussen het kenmerk en de kans op gedupeerdheid of de kans op het opgelegd krijgen van een kinderbeschermingsmaatregel). Er bestaat discussie over wanneer een model, op basis van de pseudo R², als goed gekenmerkt kan worden. Er wordt aangenomen dat wanneer de pseudo R² tussen de 0,2 en 0,4 ligt dat het model een goede fit heeft met de data (Simonen & McCann, 2008). In onderstaande tabellen zijn de resultaten opgenomen van bivariate analyses (er zitten dus slechts twee variabelen in het model: het kenmerk enerzijds en gedupeerdheid of kinderbeschermingsmaatregelen anderzijds). Hierdoor ligt de pseudo R² lager dan wanneer er meerdere kenmerken opgenomen worden in het model (zie ook verderop in dit hoofdstuk). Er geldt in ieder geval dat hoe dichter de pseudo R² bij 0 ligt hoe minder het kenmerk de variantie in de kans op gedupeerdheid of kinderbeschermingsmaatregelen kan verklaren en hoe hoger de pseudo R² hoe beter.

De meeste aanvragers van kinderopvangtoeslag zijn geen slachtoffer geworden van de toeslagenaffaire en de meeste aanvragers krijgen niet te maken met kinderbeschermingsmaatregelen in hun gezin. Zoals in onderstaande tabellen duidelijk wordt zijn beide groepen (geen gedupeerde toeslagenaffaire en geen kinderbeschermingsmaatregelen) vrijwel gelijk (ook wat betreft kenmerken).

4.1. Demografische kenmerken

Zoals in onderstaande tabel is te zien, heeft vooral herkomst een duidelijke samenhang met de kans om gedupeerd te raken. Van personen die niet gedupeerd zijn geraakt door de toeslagenaffaire is 78 procent zelf in Nederland geboren en de beide ouders ook. Bij gedupeerden van de toeslagenaffaire is dit 29 procent. Het is ook bekend dat dit kenmerk een rol heeft gespeeld in de toeslagenaffaire.²⁴⁾  Vooral Surinaamse aanvragers en aanvragers uit de Nederlandse Cariben lijken sterk oververtegenwoordigd in de groep gedupeerden. Dit geldt, in iets mindere mate, ook voor aanvragers met een Turkse of Marokkaanse achtergrond. Hoewel herkomst zeer sterk samenhangt met de kans op gedupeerdheid hangt dit kenmerk minder sterk samen met de kans op het opgelegd krijgen van een kinderbeschermingsmaatregel in het gezin.

Ook leeftijd bij geboorte eerste (juridische) kind hangt sterk samen met gedupeerdheid. Meer dan de helft van de gedupeerden was relatief jong (jonger dan 25 jaar) toen het eerste kind geboren werd. Bij niet-gedupeerden is dit 12 procent. Leeftijd bij geboorte van het eerste kind hangt ook vrij sterk samen met de kans op het opgelegd krijgen van kinderbeschermingsmaatregelen in het gezin (personen die relatief jong een kind gekregen hebben, hebben een hogere kans om in aanraking te komen met kinderbeschermingsmaatregelen). Ook aanvragers zonder partner (gehuwd of ongehuwd) zijn oververtegenwoordigd in de groep gedupeerden én in de groep personen die in aanraking komt met kinderbeschermingsmaatregelen.

Verder wordt in Tabel 4.1 duidelijk dat gedupeerden vaker vrouw zijn, relatief jong zijn, vaker in Zuid-Holland en in zeer stedelijke gebieden wonen. Het is belangrijk om te realiseren dat dit de resultaten van bivariate analyses zijn. Deze resultaten kunnen beïnvloed worden door eventuele samenhang tussen de achtergrondkenmerken (compositie-effecten). Zo wonen relatief veel gedupeerden in Zuid-Holland en in sterk stedelijke gebieden. Bekend is dat personen met een migratieachtergrond, die oververtegenwoordigd zijn in de groep gedupeerden, relatief vaak in dergelijke gebieden wonen. Met andere woorden: dat er relatief veel gedupeerden in bijvoorbeeld Zuid-Holland/sterk stedelijke gebieden wonen, kan komen omdat er veel gedupeerden met een migratieachtergrond gedupeerd zijn. De analyses zoals weergegeven in deze tabel zijn dan ook louter beschrijvende analyses. Om meer zicht te krijgen op óf en in welke mate kenmerken samenhangen met de kans op gedupeerdheid en met de kans op het opgelegd krijgen van kinderbeschermingsmaatregelen in het gezin moet daarom gekeken worden naar multivariate analyses (zie paragraaf 4.5). Wat betreft geslacht, leeftijd en woongebied zijn er geen grote verschillen te zien tussen mensen die wel en mensen die niet in aanraking zijn gekomen met kinderbeschermingsmaatregelen in het gezin.

4.2. Huishoudenssituatie

Ook wat betreft huishoudenssituatie zijn er kenmerken die significant samenhangen met de kans op gedupeerdheid én met de kans op het opgelegd krijgen van een kinderbeschermingsmaatregel in het gezin. Dit geldt vooral voor huishoudtype. Huishoudtype hangt bivariaat relatief sterk samen met de kans op gedupeerdheid: aanvragers die niet gedupeerd zijn door de toeslagenaffaire bevinden zich in het jaar voor dupering vaak in huishoudens die gekenmerkt worden als “een paar met kinderen” (79 procent). Gedupeerden van de toeslagenaffaire bevinden zich relatief vaak in een eenouderhuishouden (dit is bij ongeveer de helft van de gedupeerden het geval). Deze verschillen zijn ook te zien wanneer naar de kans op het opgelegd krijgen van een kinderbeschermingsmaatregel gekeken wordt. Verder hangt het wel of niet aanvragen van kinderopvangtoeslag voor een niet-juridisch kind (relatief) sterk samen met de kans op het opgelegd krijgen van een kinderbeschermingsmaatregel in het gezin: 17 procent van de aanvragers die te maken kreeg met een kinderbeschermingsmaatregel in het gezin heeft kinderopvangtoeslag aangevraagd voor een niet-juridisch kind (bijvoorbeeld voor een kind van een nieuwe partner). Van aanvragers die niet te maken kregen met een kinderbeschermingsmaatregel had bijna niemand kinderopvangtoeslag voor een niet-juridisch kind aangevraagd. Dit kenmerk blijkt minder relevant voor de kans op gedupeerdheid. Verder hebben gedupeerde personen minder vaak slechts voor één jaar kinderopvangtoeslag ontvangen (18 procent) in vergelijking met niet-gedupeerden (31 procent). Wat betreft de overige kenmerken zijn er geen grote verschillen te zien tussen gedupeerden en niet-gedupeerden en personen die wel of geen kinderbeschermingsmaatregelen in het gezin opgelegd hebben gekregen.

4.3. Onderwijs en sociaaleconomische situatie

Onderwijs en sociaaleconomische situatie hangen (bivariaat), zoals in onderstaande tabel te zien is, duidelijk samen met de kans op gedupeerd raken én met de kans op het opgelegd krijgen van een kinderbeschermingsmaatregel. Zo zijn gedupeerden van de toeslagenaffaire lager opgeleid dan niet-gedupeerden. Ook aanvragers die te maken krijgen met een kinderbeschermingsmaatregel in het gezin zijn vaker laag/lager opgeleid dan aanvragers die hier niet mee te maken krijgen.

Ook het gegeven of personen al dan niet in een huurhuis wonen en huurtoeslag ontvangen hangt (bivariaat) vrij sterk samen met de kans op gedupeerdheid. Iets minder dan de helft van de onderzochte groep gedupeerden woont in een huurhuis en ontvangt huurtoeslag. Dit is bij niet-gedupeerden minder dan 10 procent. Zij wonen juist vaker in een eigen woning (77 procent van de niet-gedupeerden woont in een gekochte woning in vergelijking met 33 procent van de gedupeerden). Vergelijkbare verschillen zijn ook zichtbaar wanneer aanvragers die wel te maken hadden met kinderbeschermingsmaatregelen in het gezin vergeleken worden met aanvragers die dit niet hadden.

Ook huishoudinkomen hangt sterk samen met de kans op gedupeerdheid én met de kans op het opgelegd hebben gekregen van kinderbeschermingsmaatregelen.²⁵⁾  Zowel gedupeerden van de toeslagenaffaire als personen die te maken hebben gekregen met kinderbeschermingsmaatregelen zijn sterk oververtegenwoordigd in de laagste inkomensklassen. In lijn hiermee is in onderstaande tabel te zien dat zowel gedupeerden van de toeslagenaffaire als personen die in het gezin te maken hebben gekregen met kinderbeschermingsmaatregelen relatief vaak een negatief vermogen hebben en relatief minder vaak werk als belangrijkste inkomensbron hebben.

Tot slot hangt de aanwezigheid van een wanbetaler van de zorgverzekering in het huishouden vrij sterk samen met de kans om slachtoffer te worden van de toeslagenaffaire: waar dit bij de gedupeerde aanvragers ongeveer een kwart is, is dit bij niet-gedupeerden 2 procent.²⁶⁾  Dergelijke verschillen zijn, in mindere mate, ook terug te vinden wat betreft de kans op wel of niet kinderbeschermingsmaatregelen opgelegd krijgen in het gezin.

4.4. Zorggebruik

Als tot slot naar zorggebruik gekeken wordt, is te zien dat bij ongeveer de helft van de aanvragers die kinderbeschermingsmaatregelen opgelegd hebben gekregen in het huishouden GGZ is ontvangen in het huishouden. Bij personen die niet met kinderbeschermingsmaatregelen in aanraking zijn geweest is dit minder dan een kwart. Verder toont Tabel 4.4. dat aanvragers die kinderbeschermingsmaatregelen opgelegd hebben gekregen in het gezin vaker Wmo-gebruikers in het huishouden hebben (13 procent) dan aanvragers die niet te maken hebben gekregen met kinderbeschermingsmaatregelen (2 procent). Tot slot hebben gedupeerden vaker personen in het huishouden die verdacht zijn van een misdrijf (18 procent) dan niet-gedupeerden (5 procent). Deze verschillen zijn ook zichtbaar indien naar kinderbescherming gekeken wordt: personen die kinderbeschermingsmaatregelen hadden in het huishouden in het jaar voor dupering/selectie hebben vaker verdachten in het huishouden (een kwart) dan personen die niet in aanraking zijn geweest met kinderbeschermingsmaatregelen (5 procent).

4.5. Belangrijkste kenmerken gedupeerdheid en kinderbeschermingsmaatregelen

Hierboven is van verschillende kenmerken weergegeven of en zo ja in welke mate deze samenhangen met de kans op gedupeerdheid en met de kans om kinderbeschermingsmaatregelen opgelegd te krijgen in het gezin. Bovenstaande analyses zijn gebaseerd op bivariate analyses. Dit betekent dat voor elke analyse steeds slechts twee variabelen meegenomen zijn (de verschillende kenmerken enerzijds en de kans op gedupeerdheid of het opgelegd krijgen van kinderbeschermingsmaatregelen anderzijds). Sommige van de kenmerken hangen onderling echter sterk samen. Zo was bijvoorbeeld te zien dat gedupeerden vaker niet in Nederland geboren zijn (evenals beide ouders) en vaker in sterk stedelijke gebieden wonen. Deze kenmerken hangen echter met elkaar samen: personen met migratieachtergrond wonen gemiddeld genomen vaker in sterk stedelijke gebieden. Hierdoor kunnen dergelijke bivariate analyses een vertekend beeld geven. Zo kan bijvoorbeeld het idee ontstaan dat stedelijkheid samenhangt met de kans op gedupeerdheid terwijl het in werkelijkheid niet door de mate van stedelijkheid komt, maar door het gegeven dat personen die niet in Nederland geboren zijn vaker in stedelijke gebieden wonen. Ook kan het voorkomen dat twee (of meer) kenmerken min of meer hetzelfde meten. Denk aan vermogen en huishoudinkomen die onderling samenhangen en beide een meting zijn van financieel welbevinden.

Het is daarom belangrijk dat bovenstaande analyses uitgebreid worden met modellen waar meerdere kenmerken tegelijk opgenomen worden. Op deze manier kan een betere selectie gemaakt worden van kenmerken die samenhangen met de kans op gedupeerdheid en met de kans op het opgelegd krijgen van een kinderbeschermingsmaatregel (rekening houdend met de andere kenmerken). Om een uiteindelijke keuze te maken voor kenmerken die meegenomen moeten worden bij het samenstellen van de smalle vergelijkingsgroep is, naast inhoudelijke overwegingen, het Akaike information criterion (AIC) gebruikt.²⁸⁾  Deze maat wordt vaak gebruikt om de kwaliteit van statistische modellen te kunnen beoordelen (ten opzichte van andere modellen op dezelfde dataset). Hoe lager de AIC-score hoe beter het model. Het grote voordeel van de AIC-maat is dat deze rekening houdt met het aantal variabelen dat opgenomen wordt in het model (aangezien een model met meer variabelen doorgaans beter is dan een model met minder variabelen). Het geeft namelijk de voorkeur aan modellen die in staat zijn om zoveel mogelijk variantie te verklaren met zo weinig mogelijk variabelen. In de volgende tabellen staat het multivariaat logistisch regressiemodel voor dupering (Tabel 4.5.1.) en kinderbeschermingsmaatregelen (Tabel 4.5.2.) weergegeven (waarbij net als in bovenstaande analyses alle cohortjaren samen zijn genomen).

Voor de kans om slachtoffer te worden van de toeslagenaffaire bleek het model met herkomst, leeftijd bij geboorte eerste kind, aantal jaar kinderopvangtoeslagaanvraag, huishoudinkomen en de aanwezigheid van een wanbetaler van de zorgverzekering in het huishouden het meest geschikte multivariate model. Met andere woorden dit waren de kenmerken die multivariaat het sterkst samenhingen met dupering (rekening houdend met de andere kenmerken). Personen die zelf en/of van wie hun ouders niet in Nederland geboren zijn, die relatief jong waren bij de geboorte van hun eerste kind, die langer kinderopvangtoeslag aangevraagd hebben, die een lager huishoudinkomen hebben en die een wanbetaler van de zorgverzekering in het huishouden hadden in het jaar voor dupering/selectie hebben een significant grotere kans om slachtoffer te worden van de toeslagenaffaire.

Bovenstaand model naar kenmerken die samenhangen met de kans op dupering reflecteert (de gevolgen van) het risico-classificatiemodel dat door de Belastingdienst/Toeslagen gebruikt is bij de opsporing van fraude. Kinderbeschermingsmaatregelen kunnen weer andere determinanten hebben. Daarom wordt hier een apart model voor opgesteld.²⁹⁾  Kinderbeschermingsmaatregelen worden ingezet op het moment dat een kinderrechter van mening is dat de ontwikkeling en/of de veiligheid van het kind thuis bedreigd wordt. Het multivariate logistische regressiemodel toont dat een aanvraag voor kinderopvangtoeslag hebben gedaan voor een niet-juridisch kind sterk samenhangt met de kans op het opgelegd krijgen van een kinderbeschermingsmaatregel. Ook de aanwezigheid van een verdachte van een misdrijf in het huishouden en GGZ-gebruik in het huishouden verhoogt significant de kans om kinderbeschermingsmaatregelen opgelegd te krijgen. Verder hebben eenoudergezinnen (ten opzichte van paren met kinderen), aanvragers met meer kinderen in het huishouden, aanvragers die één jaar kinderopvangtoeslag aangevraagd hebben (in plaats van meerdere jaren), laagopgeleide aanvragers en aanvragers met een lager huishoudinkomen een grotere kans om in aanraking te komen met kinderbeschermingsmaatregelen.³⁰⁾