Gezonde levensverwachting naar onderwijsniveau
Methodebeschrijving naar aanleiding van revisieOver deze publicatie
In overleg met het RIVM heeft het CBS een herziening doorgevoerd van de methode waarmee statistieken over (gezonde) levensverwachting naar onderwijsniveau worden bepaald. Door beter gebruik te maken van de beschikbare data en aan te sluiten bij de methode die voor de reguliere statistieken over levensverwachting wordt gebruikt, is de schatting van deze statistieken verfijnd.
1. Inleiding
De gezonde levensverwachting is tot op zekere hoogte onafhankelijk van de omvang en leeftijdsopbouw van een populatie. Subgroepen, zoals mannen en vrouwen, groepen van verschillend opleidingsniveau, maar ook landen kunnen daarom goed met elkaar vergeleken worden (Robine et al., 2003). Meestal wordt de gezonde levensverwachting berekend met de Sullivanmethode (Sullivan, 1971).
Strikt genomen is GLV een maat die aangeeft hoe het op een peilmoment gesteld is met de kansen op (on)gezondheid en op sterfte in een bevolking. Gezonde levensverwachting is dus geen voorspellende maat. Slechts onder de aanname dat de kansen op (on)gezondheid en sterfte in de toekomst niet veranderen, geeft de gezonde levensverwachting aan hoeveel jaar een persoon van een bepaalde leeftijd gemiddeld nog in goede gezondheid zal leven. Sinds 2008 publiceert het CBS over gezonde levensverwachting naar geslacht en leeftijd (zie nota Naar een betere gezonde levensverwachting). Deze cijfers gaan terug tot 1981 (Beknopte methodebeschrijving GLV tijdreeks).
Daarnaast publiceert het CBS iedere twee jaar ook cijfers over GLV naar inkomen en naar opleiding. De oorspronkelijke methode om GLV naar opleiding te bepalen is ontwikkeld bij het CBS Centrum voor lange tijdreeksen (Kardal & Lodder, 2008) en is gebruikt voor de publicatieperioden 1997/2000 tot en met de periode 2011/2014 (StatLine oorspronkelijke methode). Onder andere door het beschikbaar komen van nieuwe bronnen over opleidingsniveau en de daling van het aantal mensen met alleen basisonderwijs als hoogst behaalde opleiding waren er in 2017 redenen om de methode te herzien (Bruggink, 2017). Die herziening leidde tot een nieuwe reeks cijfers over de periode 2011/2014 t/m 2015/2018 (StatLine herziene methode)
In 2020 kwamen RIVM en CBS gezamenlijk tot de conclusie dat de methode om GLV naar onderwijsniveau te bepalen verfijnd kan worden, door beter gebruik te maken van de beschikbare data en daarbij (nog) beter aan te sluiten bij de standaardmethode die het CBS gebruikt om de ‘gewone’ levensverwachting te bepalen. Dat heeft geleid tot een revisie van de methode. De gereviseerde methode staat beschreven in deze nota, waarbij ook wordt ingegaan op de verschillen (in uitkomsten) met de methode uit 2017. Een eerdere versie van deze nota is voorgelegd aan en besproken met experts op dit terrein, te weten Fanny Janssen (Rijksuniversiteit Groningen), Anton Kunst (Universiteit van Amsterdam) en Wilma Nusselder (Erasmus Medisch Centrum).
2. Samenvatting
- Voor sterftekansen wordt niet langer gewerkt met 5-jaarsklassen, maar worden kansen per individuele leeftijd geschat. Dit geldt voor de leeftijden tot en met 89 jaar. Daarboven worden er sterftekansen geschat voor de leeftijdsgroepen van 90 t/m 94 jaar en van 95 jaar of ouder.
- Bij het bepalen van de gezondheidsprevalenties is een leeftijdscategorie toegevoegd. Waar eerder als bovenste categorie de groep van 80 jaar of ouder werd genomen, worden er nu prevalenties geschat voor de leeftijdsgroepen van 80 t/m 84 jaar en van 85 jaar of ouder.
Omdat de omgang met de gezondheidsprevalenties maar beperkt is gewijzigd zijn de veranderingen in gezonde levensverwachting, ten opzichte van de methode van voor revisie, vooral een doorwerking van de veranderingen bij de levensverwachting.
3. Methode
- Het schatten van sterftekansen naar onderwijsniveau
- Het kalibreren van die sterftekansen aan de totale sterftekansen in de bevolking
- Het berekenen van de levensverwachting naar onderwijsniveau
- Het schatten van prevalenties van (on)gezondheid
- Het berekenen van de gezonde levensverwachting naar onderwijsniveau
3.1 Het schatten van sterftekansen naar onderwijsniveau
Sterftekansen naar onderwijsniveau vormen de basis voor het bepalen van de levensverwachting naar onderwijsniveau. Om die sterftekansen te bepalen wordt gebruik gemaakt van de bij het CBS aanwezige onderwijsniveaubestanden. Deze geven informatie over het hoogstbehaalde en hoogstgevolgde onderwijsniveau van de bevolking van Nederland. De onderwijsniveaubestanden zijn gevuld met gegevens vanuit onderwijsregisters en met gegevens vanuit de Enquête Beroepsbevolking (EBB), waarin onderwijsniveau is uitgevraagd. De registraties bevatten vooral informatie over het jongere deel van de bevolking. Voor de oudere leeftijden leunen de bestanden meer op de informatie uit de EBB.Er zijn onderwijsniveaubestanden voor ieder jaar, met als peildatum 1 oktober. Aan de onderwijsniveaubestanden wordt informatie gekoppeld over sterfte. Die informatie is aanwezig bij het CBS, via de bevolkingsstatistiek. Op die manier wordt bepaald of een persoon overlijdt in de periode van 1 jaar vanaf de peildatum (dus in de periode van 1 oktober van jaar X t/m 30 september van jaar X+1).
Voor het onderwijsniveau worden daarbij de categorieën laag (basisonderwijs, vmbo, mbo1, avo-onderbouw), middelbaar (havo, vwo, mbo2, mbo3 en mbo4) en hoog (hbo, wo) onderscheiden.
Voor personen van 25 jaar of ouder wordt gebruik gemaakt van het hoogstbehaalde onderwijsniveau. Voor personen van 20 t/m 24 jaar wordt gebruik gemaakt van het hoogstgevolgde onderwijsniveau. Voor personen van jonger dan 20 jaar is opleidingsinformatie van de ouders/verzorgers aangekoppeld. Voor hen wordt het hoogstbehaalde onderwijsniveau van de ouder(s)/verzorger(s) gebruikt. Als van twee ouders/verzorgers het onderwijsniveau bekend is, wordt daaruit de hoogste genomen. Kinderen waarvan van geen van de ouders/verzorgers het onderwijsniveau bekend is, zijn niet meegenomen in de analyse.
Voor een verslagperiode van 4 jaar, worden vanuit 3 onderwijsniveaubestanden sterftekansen geschat. Voorbeeld:
De periode waarover (gezonde) levensverwachtingen gepubliceerd gaan worden is 2015/2018. Dan worden de onderwijsniveaubestanden met de peildata 1-10-2015, 1-10-2016 en 1-10-2017 gebruikt. Dit is een wijziging ten opzichte van de methode van voor revisie, toen er maar gebruik gemaakt werd van 1 onderwijsniveaubestand (uit het midden van de verslagperiode). Door nu gebruik te maken van meer bestanden worden de schattingen robuuster.
Er worden dus drie keer sterftekansen bepaald voor de kruisingen van geslacht (totaal, mannen, vrouwen), onderwijsniveau (laag, middelbaar, hoog) en leeftijd. Voor leeftijd wordt dat gedaan voor elke individuele leeftijd tot en met 89 jaar, voor de leeftijdsgroep 90 t/m 94 en voor de leeftijdsgroep van 95 jaar of ouder. Dit is een wijziging ten opzichte van de methode van voor revisie, toen sterftekansen alleen bepaald werden voor de leeftijdsgroepen: 0 jaar, 1 t/m 4, 5 t/m 9, 10 t/m 14, …, 70 t/m 74, 75 t/m 80 en 80 jaar of ouder. De wijziging leidt tot verfijndere (en betere) schattingen van de sterftekansen naar onderwijsniveau. De gemiddelde leeftijd binnen leeftijdsgroepen kan nu minder variëren, wat vergelijkingen tussen groepen van hetzelfde geslacht en of onderwijsniveau beter mogelijk maakt. Het gemiddelde van de drie sterftekansen wordt gebruikt voor kalibratie aan de totale sterftekansen.
3.2 Kalibreren van sterftekansen aan de totale sterftekansen in de bevolking
De onderwijsniveaubestanden zijn niet integraal. We hebben dus niet voor iedereen informatie over het onderwijsniveau (of dat van de ouders). Om af te dwingen dat de levensverwachtingen naar onderwijsniveau in lijn komen te liggen met de door CBS gepubliceerde levensverwachtingen voor de hele bevolking, worden de sterftekansen uit de vorige stap gekalibreerd. Dat gaat als volgt:
- Op basis van de bevolkings- en sterfteaantallen, die gepubliceerd zijn op CBS-StatLine, worden voor de betreffende verslagperiode, voorwaardelijke sterftekansen voor een leeftijd/geslachtgroep bepaald. Noem deze kansen X.
- Uit de in de vorige stap bepaalde sterftekansen op basis van de onderwijsniveaubestanden worden voor diezelfde leeftijd/geslachtgroep de sterftekansen genomen. Noem deze kansen Y.
- De verhouding tussen die twee kansen is dan X/Y = Z 1).
- De factor Z wordt vervolgens toegepast op de opleidingsspecifieke sterftekansen voor de betreffende leeftijd/geslachtgroep. Daarmee worden gekalibreerde sterftekansen verkregen.
- Ook de ‘ruwe’ sterftekansen die geschat zijn voor leeftijdsgroepen (90-94 en 95+) worden gekalibreerd op de leeftijdsspecifieke sterftekansen X. Dus voor de leeftijden 90, 91, 92, 93, 94, 95, 96, 97, 98 en 99+.
3.3 Het berekenen van levensverwachting naar onderwijsniveau
De gekalibreerde sterftekansen worden ingevoerd in een calculatiesheet die is gebaseerd op de standaardsheet, die behoort bij de methode van Sullivan (Jagger, Euro-reves, 2001). De calculatiesheet is in feite niet veel anders dan een overlevingstafel, waarin op basis van leeftijdsspecifieke sterftekansen de levensverwachting van een groep wordt bepaald. De calculatiesheet biedt de mogelijkheid om eenvoudig de stap van levensverwachting naar gezonde levensverwachting te maken. De calculatiesheet is afgestemd op de binnen het CBS gebruikelijke methodiek om levensverwachting te bepalen (Stoeldraijer & Harmsen, 2017, Van der Meulen & Janssen, 2007)
3.4 Het schatten van prevalenties van ongezondheid
Om de stap van levensverwachting naar gezonde levensverwachting te maken zijn prevalenties van ongezondheid nodig. Ongezondheid kan daarbij op verschillende manieren bepaald worden. Elke manier levert zijn eigen variant van gezonde levensverwachting op. Het CBS onderscheidt de volgende varianten:
- Levensverwachting in als goed ervaren gezondheid (op basis van een enkelvoudige vraag naar gezondheidservaring).
- Levensverwachting zonder lichamelijke beperkingen (op basis van de OESO-vragenset over beperkingen)
- Levensverwachting zonder chronische aandoeningen (op basis van een selectie van aandoeningen)
- Levensverwachting in goede geestelijke gezondheid (op basis van de Mental Health Inventory-5)
- Levensverwachting zonder GALI-beperkingen (op basis van de Global Activity Limitations Indicator
Voor de gezonde levensverwachting naar onderwijsniveau is de variant op basis van de GALI-beperking niet eerder bepaald. Daar wordt nu mee gestart. Deze variant kan vanaf de verslagperiode 2015/2018 worden bepaald. De variant op basis van chronische aandoeningen is niet langer opgenomen. De andere varianten worden van 2007/2010 bepaald.
De prevalenties van ongezondheid zijn gebaseerd op de CBS Gezondheidsenquête. Dit is een jaarlijks onderzoek naar de gezondheid, de leefstijl en het zorggebruik van de bevolking van Nederland, woonachtig in particuliere huishoudens.
Het onderzoek telt jaarlijks ca 9500 respondenten, waardoor er per combinatie van leeftijd, geslacht en onderwijsniveau niet zoveel waarnemingen zijn. Om toch voldoende waarnemingen te hebben worden vier onderzoeksjaren samengevoegd, bijvoorbeeld 2007 t/m 2010 of 2015 t/m 2018. Maar dan nog is het niet mogelijk om prevalentieschattingen te maken voor even verfijnde groepen als waarvoor sterftekansen bepaald worden.
De prevalenties worden geschat voor de kruisingen van geslacht (totaal, mannen, vrouwen), onderwijsniveau (laag, middelbaar, hoog) en leeftijdsgroep. Als leeftijdsgroepen worden onderscheiden: 0 jaar, 1 t/m 4, 5 t/m 9, 10 t/m 14, …, 75 t/m 79, 80 t/m 84 en 85 jaar of ouder 2). Dit is een beperkte wijziging ten opzicht van de methode van voor revisie, toen de hoogste leeftijdsgroep gevormd werd door mensen van 80 jaar of ouder. In de nieuwe hoogste leeftijdsgroepen zijn de aantallen waarnemingen bij sommige geslacht/opleidingsgroepen soms beperkt. Er zijn bijvoorbeeld niet veel oudere hoogopgeleide vrouwen. Dat maakt de prevalentieschattingen voor die groepen tamelijk grof. Op jongere leeftijden komt dat overigens ook een enkele keer voor, wat ook al het geval was bij de methode van voor de revisie.
Om de prevalenties te kunnen schatten per onderwijsniveau is informatie over opleiding nodig. Die informatie wordt binnen de Gezondheidsenquête uitgevraagd. Voor respondenten tot 12 jaar worden de antwoorden gegeven door een ouder/verzorger en wordt ook van de ouders/verzorgers informatie over het onderwijsniveau uitgevraagd. Het onderwijsniveau wordt ook hier weer in drie groepen ingedeeld (laag, middelbaar, hoog):
- Voor kinderen tot 12 jaar wordt het hoogstbehaalde onderwijsniveau van de ouder(s)/verzorger(s) genomen.
- Voor jongeren van 12 tot 25 jaar wordt het hoogstgevolgde onderwijsniveau genomen.
- Voor personen vanaf 25 jaar wordt het hoogstbehaalde niveau genomen.
3.5 Het berekenen van de gezonde levensverwachting naar onderwijsniveau
De op basis van de Gezondheidsenquête bepaalde prevalenties van ongezondheid worden toegevoegd aan de calculatiesheets waarin de levensverwachting al was bepaald. Door het toevoegen van de prevalenties en de bijbehorende aantallen onderliggende waarnemingen worden de gezonde levensverwachting en de bijbehorende standaardfouten bepaald. Dit gebeurt voor de leeftijden, 0, 1, 5, 10, …, 75, 80 en 85. Er worden uiteindelijk (gezonde) levensverwachtingen gepubliceerd voor de leeftijden 0, 1, 5, 10, …, 75 en 80.
1) De waarde Z ligt meestal in de buurt van 1. Ter illustratie: voor de 100 leeftijden waarvoor sterftekansen geschat werden voor de periode 2015/2018 voor de totale bevolking (mannen en vrouwen samen) lag de waarde van Z 82 keer tussen de 0,8 en 1,2. Lage waarden van Z worden vooral aangetroffen bij hele lage leeftijden.
2) Op lagere leeftijden worden de volgende aannames gedaan:
- Variant lichamelijke beperkingen: betreffende vragen worden niet gesteld over respondenten jonger dan 12. Aanname dat deze beperkingen niet voorkomen op die leeftijden. Omdat hoogopgeleide 12 t/m 14 jarigen nauwelijks of niet voorkomen, wordt voor hen de prevalentie van hoogopgeleide 15-19-jarige toegepast.
- Variant geestelijke gezondheid: betreffende vragen worden niet gesteld over respondenten jonger dan 12. Aanname dat voor die lage leeftijden dezelfde prevalentie geldt als voor 12-14-jarigen. Omdat hoogopgeleide 12 t/m 14 jarigen nauwelijks of niet voorkomen, wordt voor hen de prevalentie van hoogopgeleide 15-19-jarige toegepast.
Variant GALI-beperking: betreffende vragen worden niet gesteld over respondenten van 0 en 1 jaar. Aanname dat deze beperkingen op die leeftijden niet voorkomen.
Zie ook: Naar een betere gezonde levensverwachting
4. Resultaten
Voor de perioden 2015/2018, 2011/2014 en 2007/2010 wordt in aparte tabellen een selectie van de uitkomsten weergegeven. Er is daarbij gekozen voor de cijfers over levensverwachting en levensverwachting in als goed ervaren gezondheid, op de leeftijden 0 en 65. Zowel de uitkomsten van de gereviseerde methode (nieuw) als de voorgaande methode (bestaand) staan weergegeven. Ook het verschil tussen de nieuwe en de oude cijfers is opgenomen in de tabel. Als dit verschil 1 jaar of meer is, is dit vetgedrukt weergegeven.
| Nieuw | Nieuw | Nieuw | Bestaand | Bestaand | Bestaand | Verschil | Verschil | Verschil | ||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| laag | middelb | hoog | laag | middelb | hoog | laag | middelb | hoog | ||
| LV | Totaal M+V 0 jaar | 79,3 | 82,2 | 83,8 | 78,9 | 82,1 | 85,2 | 0,4 | 0,1 | -1,4 |
| LV | Totaal M+V 65 jaar | 19,5 | 20,8 | 21,5 | 19,3 | 20,8 | 23,1 | 0,2 | 0 | -1,6 |
| LV | Mannen 0 jaar | 76,6 | 80,4 | 82,9 | 76,3 | 80,3 | 84,2 | 0,3 | 0,1 | -1,3 |
| LV | Mannen 65 jaar | 17,4 | 19,4 | 20,7 | 17,3 | 19,3 | 22,4 | 0,1 | 0,1 | -1,7 |
| LV | Vrouwen 0 jaar | 81,4 | 84,3 | 85,3 | 80,9 | 84,5 | 87,1 | 0,5 | -0,2 | -1,8 |
| LV | Vrouwen 65 jaar | 20,8 | 22,5 | 22,8 | 20,4 | 22,9 | 24,7 | 0,4 | -0,4 | -1,9 |
| LV erv gez. | Totaal M+V 0 jaar | 57,1 | 64,7 | 70,6 | 56,9 | 64,7 | 71,6 | 0,2 | 0 | -1 |
| LV erv gez. | Totaal M+V 65 jaar | 10,9 | 13,2 | 14,8 | 10,8 | 13,4 | 16,1 | 0,1 | -0,2 | -1,3 |
| LV erv gez. | Mannen 0 jaar | 57 | 65,3 | 71 | 56,9 | 65,2 | 72 | 0,1 | 0,1 | -1 |
| LV erv gez. | Mannen 65 jaar | 10 | 12,5 | 14,4 | 10 | 12,6 | 15,7 | 0 | -0,1 | -1,3 |
| LV erv gez. | Vrouwen 0 jaar | 56,5 | 64,3 | 70,6 | 56,3 | 64,5 | 71,9 | 0,2 | -0,2 | -1,3 |
| LV erv gez. | Vrouwen 65 jaar | 11,5 | 14,2 | 15,6 | 11,3 | 14,6 | 17,1 | 0,2 | -0,4 | -1,5 |
| Nieuw | Nieuw | Nieuw | Bestaand | Bestaand | Bestaand | Verschil | Verschil | Verschil | ||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| laag | middelb | hoog | laag | middelb | hoog | laag | middelb | hoog | ||
| LV | Totaal 0 jaar | 79,6 | 81,5 | 83,1 | 79,6 | 81,7 | 83,8 | 0 | -0,2 | -0,7 |
| LV | Totaal 65 jaar | 19,7 | 20,1 | 21 | 19,4 | 20,5 | 21,9 | 0,3 | -0,4 | -0,9 |
| LV | Mannen 0 jaar | 76,9 | 79,8 | 82,2 | 77 | 79,8 | 83 | -0,1 | 0 | -0,8 |
| LV | Mannen 65 jaar | 17,4 | 18,8 | 20,3 | 17,1 | 18,8 | 21,3 | 0,3 | 0 | -1 |
| LV | Vrouwen 0 jaar | 81,5 | 83,7 | 84,8 | 81,3 | 84,5 | 85,5 | 0,2 | -0,8 | -0,7 |
| LV | Vrouwen 65 jaar | 21 | 21,9 | 22,5 | 20,7 | 22,8 | 23,3 | 0,3 | -0,9 | -0,8 |
| LV erv gez. | Totaal 0 jaar | 57,8 | 65,4 | 70,8 | 57,9 | 65,4 | 71,3 | -0,1 | 0 | -0,5 |
| LV erv gez. | Totaal 65 jaar | 10,1 | 12,7 | 14,6 | 10 | 12,8 | 15,1 | 0,1 | -0,1 | -0,5 |
| LV erv gez. | Mannen 0 jaar | 57,7 | 65,5 | 71,3 | 57,8 | 65,4 | 71,8 | -0,1 | 0,1 | -0,5 |
| LV erv gez. | Mannen 65 jaar | 9,6 | 11,8 | 14,4 | 9,5 | 11,7 | 15 | 0,1 | 0,1 | -0,6 |
| LV erv gez. | Vrouwen 0 jaar | 57,5 | 65,5 | 70,3 | 57,4 | 65,9 | 70,7 | 0,1 | -0,4 | -0,4 |
| LV erv gez. | Vrouwen 65 jaar | 10,3 | 13,9 | 14,8 | 10,2 | 14,4 | 15,3 | 0,1 | -0,5 | -0,5 |
| Nieuw | Nieuw | Nieuw | Bestaand* | Bestaand* | Bestaand* | Verschil* | Verschil* | Verschil* | ||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| laag | middelb | hoog | laag | middelb | hoog | laag | middelb | hoog | ||
| LV | Totaal 0 jaar | 79 | 80,8 | 82,7 | ||||||
| LV | Totaal 65 jaar | 19,1 | 19,7 | 20,6 | ||||||
| LV | Mannen 0 jaar | 75,9 | 78,7 | 81,5 | 76,5 | 79,3 | 81,7 | -0,6 | -0,6 | -0,2 |
| LV | Mannen 65 jaar | 16,7 | 18,1 | 19,6 | 16,6 | 18,2 | 19,6 | 0,1 | -0,1 | 0,0 |
| LV | Vrouwen 0 jaar | 81,2 | 83,5 | 84,9 | 82,1 | 84,7 | 85,8 | -0,9 | -1,2 | -0,9 |
| LV | Vrouwen 65 jaar | 20,5 | 21,9 | 22,8 | 21,0 | 22,6 | 23,1 | -0,5 | -0,7 | -0,3 |
| LV erv gez. | Totaal 0 jaar | 57,4 | 65,9 | 72 | ||||||
| LV erv gez. | Totaal 65 jaar | 10 | 12,4 | 15,9 | ||||||
| LV erv gez. | Mannen 0 jaar | 57,4 | 65,3 | 72,4 | 58,5 | 65,4 | 72,6 | -1,1 | -0,1 | -0,2 |
| LV erv gez. | Mannen 65 jaar | 9,3 | 11,2 | 15,3 | 9,5 | 10,8 | 15,3 | -0,2 | 0,4 | 0,0 |
| LV erv gez. | Vrouwen 0 jaar | 57 | 67 | 72,1 | 58,3 | 67,6 | 72,6 | -1,3 | -0,6 | -0,5 |
| LV erv gez. | Vrouwen 65 jaar | 10,4 | 13,9 | 16,9 | 11,2 | 14,1 | 16,9 | -0,8 | -0,2 | 0,0* |
| * De 'bestaande' cijfers over 2007/2010 zijn op een andere manier tot stand gekomen. Er werden destijds vier onderwijsniveaus onderscheiden: max. basisonderwijs, overig laag, middelbaar en hoog. Voor deze tabel is een heel grove methode gebruikt om toch tot drie onderwijsniveaus te komen, voor vergelijkingsdoeleinden.De laagste niveaus uit de oude methode zijn samengevoegd, waarbij max. basisonderwijs 1 keer is meegeteld en 'overig laag' 2 keer. Dit maakt dat vergelijkingen tussen de oude en de nieuwe uitkomsten alleen met grote slagen om de arm gemaakt kunnen worden. In de oude methode werden geen cijfers voor de groep 'totaal mannen en vrouwen' geschat. | ||||||||||
Uit de tabellen 1 t/m 3 blijkt dat de verschillen tussen de oude en de nieuwe methode voor wat betreft levensverwachting het grootst zijn bij de hoogopgeleiden. Dat geld vooral voor de cijfers over de periode 2011/2014 en 2015/2018.
Ook zijn der verschillen meestal wat groter op hogere leeftijden en bij de meest recente periode. Daarbij moet opgemerkte worden dat de cijfers voor de periode 2007/2010 lastiger te vergelijken zijn, omdat de oude cijfers voor die periode op een nog andere methode gebaseerd (die van Kardal en Lodder, 2008) zijn.
In de nieuwe methode, gekeken naar de twee recentste publicatieperiodes, komen vooral de levensverwachtingen van de hoogopgeleiden lager uit. Een gevolg hiervan is dat ook de levensverwachtingsverschillen tussen laag en hoog lager uitvallen. Daarmee is ook de toename van het verschil tussen de periode 2011/2014 en 2015/2018 volgens de methode na revisie kleiner dan volgens de methode voor revisie.
Bij de levensverwachting in als goed ervaren gezondheid zijn er ook verschillen in uitkomsten tussen de oude en de nieuwe methode. Deze zijn echter meestal wat beperkter van omvang en lijken vooral een reflectie van de bij de levensverwachting ontstane veranderingen.
5. Mogelijke verklaring van de verschillen tussen de methoden van voor en na revisie
Dat de impact van de revisie met name groot is voor de meer recente levensverwachtingscijfers van hoogopgeleiden kan samenhangen met het hoger opgeleid raken van de bevolking gedurende de laatste decennia. Tussen 2003 en 2018 daalde het aandeel laagopgeleiden in de bevolking van 40 naar 31 procent, terwijl het aandeel hoogopgeleiden toenam van 20 naar 30 procent. Dit proces was ook gaande onder ouderen. Het aandeel hoogopgeleiden mannen van 75 jaar of ouder steeg in die periode van 15 naar 21 procent. Bij vrouwen ging het van 5 naar 8. Tegelijkertijd daalde het aandeel laagopgeleiden (CBS, StatLine). Elk nieuwe cohort ouderen zal de afgelopen jaren daarom telkens wat hoger opgeleid zijn geweest dan het voorgaande cohort. Binnen de leeftijdsgroep van 80 jaar of ouder (de hoogste categorie die werd onderscheiden in de methode van voor de revisie) zullen de hoogopgeleiden daarom relatief jong zijn. Als er dan voor een dergelijk brede leeftijdsgroep een sterftekans naar opleidingsniveau wordt geschat, betekent dat dat in feite een vergelijk wordt gemaakt tussen groepen van net verschillende gemiddelde leeftijd. De hoogopgeleide ouderen zijn gemiddeld wat jonger dan de laagopgeleide ouderen. En omdat de sterftekans toeneemt met leeftijd is het vergelijk tussen die groepen daarmee niet helemaal ‘eerlijk’. Na revisie worden veel meer leeftijden apart meegenomen in de berekeningen en is de hoogste leeftijdsgroep zelfs ’95 jaar of ouder’. Deze verfijning geeft waarschijnlijk een realistischer beeld van de verschillen in sterftekansen naar onderwijsniveau onder de oudere bevolking.
6. Literatuur
Robine J.‐M., Jagger C., Mathers C.D., Crimmins E.M., Suzman R.M., Eds. Determining health expectancies. Chichester UK: Wiley, 2003.
Sullivan D.F. A single index of mortality and morbidity. HSMHA Health Reports 1971;86: 347–354.