Auteur: Niels Kooiman, Lenny Stoeldraijer en Carel Harmsen

Huidige twintigers gaan vaker uit elkaar

Over deze publicatie

Bekend is dat twintigers van tegenwoordig later met samenwonen beginnen dan eerdere generaties. Uit dit onderzoek blijkt dat samenwonenden van 24 tot 30 jaar ook wat vaker uit elkaar gaan dan hun leeftijdsgenoten van vijftien jaar geleden. Bij ongehuwd samenwonenden is deze toename sterker dan bij gehuwden. Minder stabiele samenwoonrelaties hangen samen met onzekerheid op de arbeidsmarkt: 24- tot 30-jarigen met een tijdelijk arbeidscontract scheiden vaker dan 24- tot 30-jarigen met een vast contract. Deze verhoogde scheidingskans voor degenen met een contract voor bepaalde tijd geldt ook wanneer rekening wordt gehouden met het inkomen en het opleidingsniveau.

1. Inleiding

Twintigers wonen tegenwoordig minder vaak samen met een partner dan voorheen. In 2000 woonde nog 59 procent van de 25- tot 30-jarigen gehuwd of ongehuwd samen, in 2019 was dit aandeel gedaald tot 47 procent. In vergelijking met 19 jaar geleden wonen twintigers van nu vaker (nog) bij hun ouders of zijn alleenstaand. Degenen die wel samenwonen met een partner doen dat steeds vaker ongehuwd.

1.1 Huishoudenspositie van 25- tot 30-jarigen
Huishoudenspositie2000 (%)2019 (%)
Thuiswonend kind14,419,2
Alleenstaande22,828,4
Ongehuwd samenwonend29,731,2
Gehuwd samenwonend29,016,2
Overig4,15,0


Dat minder twintigers samenwonen, komt voor een belangrijk deel doordat zij steeds later hiermee beginnen. Deze ontwikkeling vindt al decennialang plaats en gaat nog steeds door. Zo had 41 procent van de mannen en 63 procent van de vrouwen die werden geboren tussen 1970 en 1975 op de leeftijd van 25 jaar ooit al eens gehuwd of ongehuwd samengewoond met een partner. Bij de mannen en vrouwen geboren van 1980 tot en met 1985 was dat respectievelijk 25 en 50 procent. Op 30-jarige leeftijd is het aandeel dat ooit met een partner een woning deelde (ongehuwd of gehuwd) tegenwoordig eveneens lager dan bij eerdere geboortegeneraties, maar op die leeftijd zijn de verschillen met voorheen wat kleiner (CBS StatLine, 2021).

1.2 Heeft op 25-jarige leeftijd ooit gehuwd of ongehuwd samengewoond
PeriodeMannen (%)Vrouwen (%)
1950 tot 195560,380,2
1960 tot 196547,872,6
1970 tot 197540,663,1
1980 tot 198524,849,7


Het is echter onduidelijk of de samenwoonrelaties van de huidige twintigers ook minder stabiel zijn dan die van twintigers uit eerdere generaties, in de zin dat huidige twintigers vaker scheiden. Dat wordt in dit artikel onderzocht voor mensen die op 24- tot 30-jarige leeftijd voor het eerst zijn gaan samenwonen. Met een scheiding wordt hier het einde van een samenwoonperiode bedoeld, ongeacht of de partners gehuwd of ongehuwd waren. In het onderzoek is ook gekeken hoe de kans op scheiding zich voor ongehuwde samenwoners en gehuwde stellen afzonderlijk heeft ontwikkeld. Ongehuwd samenwonen heeft vanaf de jaren ’70 van de vorige eeuw een hoge vlucht genomen. Tegenwoordig is slechts een kleine minderheid (9 procent) al bij het begin van de samenwoonperiode getrouwd (Van Gaalen, Van Houdt en Poortman 2019). Aan ongehuwd samenwonen wordt doorgaans een andere betekenis toegekend dan aan het huwelijk. Terwijl het huwelijk geldt als indicatie van toewijding aan de relatie voor de lange termijn, wordt ongehuwd samenwonen door velen beschouwd als een relatievorm met minder commitment tussen beide partners en met een geringere economische afhankelijkheid, waardoor een scheiding gepaard gaat met minder zware emotionele en economische gevolgen (Hiekel en Keizer, 2015). Hoewel ongehuwd samenwonen voor sommigen een permanent alternatief is voor het huwelijk, is het voor de meesten een voorstadium hiervan, ook wel gezien als proefperiode (Hiekel, Liefbroer en Poortman, 2014). Scheidingen komen onder ongehuwde samenwoners dan ook meer voor dan onder gehuwden (Lyngstad en Jalovaara, 2010; Van Gaalen et al. 2019).

Daarnaast wordt in dit artikel onderzocht welke rol economische (on)zekerheid speelt bij de kans dat 24- tot 30-jarigen uit elkaar gaan. Eerder is aangetoond dat financiële problemen het risico op een scheiding vergroten, zeker bij werkloosheid of een laag inkomen van de man (Poortman en Kalmijn, 2002; Poortman, 2005; Lyngstad en Jalovaara, 2010). Ook is gebleken dat een hoog opleidingsniveau – dat gezien kan worden als menselijk kapitaal en daarmee als een indicator voor potentiële verdiensten in de toekomst (Poortman en Kalmijn, 2002) – zowel bij mannen als bij vrouwen samenhangt met een lagere kans op scheiding (Matysiak et al., 2014; Kooiman, 2019). Minder bekend is echter of economische onzekerheid die voortvloeit uit tijdelijke contracten van invloed is op de stabiliteit van samenwoonrelaties. Zeker onder twintigers is het aandeel met een vaste arbeidsrelatie in de afgelopen jaren sterk afgenomen (CBS, 13 mei 2019). De sociologe Oppenheimer (2003) beargumenteerde dat stellen het huwelijk zouden uitstellen totdat er economische zekerheid voor de lange termijn is en vooral totdat duidelijk is geworden dat de loopbaan van de man hieraan kan bijdragen. In vergelijking met een vast contract geeft een tijdelijk contract minder economische zekerheid voor de lange termijn. Ongehuwd samenwonen past als relatievorm met relatief geringe gevolgen daarom goed bij een arbeidsmarkt waarop vooral jongeren door tijdelijke contracten lang in onzekerheid blijven (Mills, Blossfeld en Klijzing, 2005). De verwachting is dus dat partners met een contract voor bepaalde tijd een groter risico op scheiding lopen dan partners met een contract voor onbepaalde tijd, ook als het huidige inkomen en het opleidingsniveau gelijk is. Dit zou voor mannen dan nog sterker gelden dat voor vrouwen.

In dit onderzoek naar scheidingen staan drie vragen centraal:

  1. Gaan twintigers van nu even vaak uit elkaar als twintigers uit eerdere geboortejaren, minder vaak of juist vaker?
  2. Geldt de gevonden ontwikkeling van de scheidingskans zowel voor gehuwde als voor ongehuwde samenwoners?
  3. Scheiden twintigers met een tijdelijk arbeidscontract vaker dan leeftijdsgenoten met een vast contract?

De opbouw van dit artikel is als volgt. Allereerst worden in paragraaf 2 de data en de methode beschreven. Paragraaf 3 beschrijft de scheidingskansen van 24- tot 30-jarigen geboren tussen 1977 en 1990. Paragraaf 4 gaat in op het aandeel van de samenwonenden van 24 tot 30 jaar dat trouwt en dat een vast contract heeft. In paragraaf 5 wordt de rol van het hebben van een vast of tijdelijk arbeidscontract in de scheidingskansen van 24- tot 30-jarigen onderzocht met behulp van een logistische regressie waarbij gecontroleerd wordt voor verschillende achtergrondkenmerken. Het artikel sluit af met enkele conclusies.


2. Data en methode

Voor het onderzoek is gebruik gemaakt van gegevens uit het Stelsel van Sociaal-Statistische Bestanden (SSB) (Bakker, Van Rooijen, en Van Toor, 2014). De onderzoekspopulatie bestaat uit alle mannen en vrouwen die aan de volgende criteria voldoen (N = 966.551):

  • Geboren tussen 1977 en 1990;
  • Op 18-jarige leeftijd in Nederland woonachtig;
  • In de periode 1995 t/m 2014 voor het eerst begonnen aan een samenwoonperiode met een partner;
  • Bij aanvang van de samenwoonrelatie 24 tot 30 jaar oud. 

Het onderzoek betreft alleen eerste samenwoonrelaties, ongeacht of dit samenwonen gehuwd of ongehuwd was. Van een samenwoonrelatie is sprake indien twee personen zonder familieband op hetzelfde adres zijn ingeschreven en er daarnaast aan ten minste één van de volgende voorwaarden is voldaan:

  • Personen zijn gehuwd;
  • Personen zijn gezamenlijk verhuisd van eenzelfde naar eenzelfde ander adres;
  • Personen hebben een gezamenlijk (juridisch) kind;
  • Personen zijn elkaars fiscaal partner of toeslagpartner.

Ook als twee personen op een adres pas op een later moment aan bovengenoemde voorwaarden voldoen, kunnen ze toch al als samenwonend paar worden getypeerd. De op deze manier afgebakende groep levert een goede benadering op van het aantal personen die met een andere persoon een samenwonend paar vormen. Als voorbeeld: wanneer twee personen in 2013 op hetzelfde adres zijn gaan wonen en in 2016 gezamenlijk naar een ander adres zijn verhuisd, is aangenomen dat ze al vanaf 2013 als partners samenwonen. Informatie tot aan 31-12-2018 is gebruikt om de periode te bepalen waarin de aldus geïdentificeerde paren samengewoond hebben.

Het met terugwerkende kracht identificeren van samenwoonperiodes kan bij het vergelijken van scheidingsrisico tussen verschillende periodes selectiviteit introduceren omdat er in de meest recente jaren nog samenwoonperiodes gemist worden die pas later als zodanig zullen worden herkend. Deze samenwoonperiodes zullen in de meeste gevallen in de beginperiode stabiel zijn geweest, waardoor het scheidingsrisico in de meest recente jaren overschat zou kunnen worden. Daarom is ervoor gekozen om enkel de samenwoonperiodes die begonnen zijn voor 1 januari 2015 in de analyses op te nemen. Dat betekent dat ook voor het meest recente jaar minimaal vier jaar aan nagekomen informatie is meegenomen (2015-2018). Uit een verkenning is gebleken dat na een periode van vier jaar nauwelijks nog samenwoonperiodes worden geïdentificeerd.

Het einde van de samenwoonrelatie is geïdentificeerd indien twee voormalige partners op verschillende adressen gaan wonen en in de periode erna (binnen 46 dagen) niet weer samen op één adres staan geregistreerd. In dit onderzoek wordt een einde van een samenwoonrelatie door migratie naar het buitenland of het overlijden (van de persoon zelf of de partner) niet beschouwd als een scheiding. De relatie is in dat geval “onvoltooid”. Samenwoonperiodes die eindigen door emigratie of overlijden behoren tot aan dat moment tot de onderzoekspopulatie.

Er is een persoon-maand-bestand samengesteld waarin de personen uit de onderzoekspopulatie maandelijks zijn gevolgd vanaf het moment dat zij voor het eerst met een partner gingen samenwonen (gehuwd of ongehuwd) maximaal tot aan het einde van de observatieperiode, 31 december 2018. Bij scheiding (de samenwoonrelatie eindigt vanwege een verhuizing, niet door emigratie of overlijden) of bij verdwijnen uit de BRP (bijvoorbeeld door emigratie of overlijden) stopt de waarneming voor een persoon voor het einde van de observatieperiode.

In paragraaf 5 wordt met behulp van een logistische regressieanalyse op persoonsjaren onderzocht welke factoren een rol spelen bij de kans op scheiding bij twintigers (zie kader). De sociaaleconomische achtergrondkenmerken zijn alleen beschikbaar voor de periode 2003-2018. De waarnemingsperiode voor de logistische regressieanalyse is daarom tot die periode beperkt. Het aantal eenheden betreft bijna 5 miljoen persoonsjaren die betrekking hebben op ruim 660 duizend personen.


3. Scheidingskansen van twintigers

De scheidingskansen van 24- tot 30-jarigen die werden geboren aan het eind van de jaren ’80 liggen wat hoger dan die van hun leeftijdsgenoten die geboren werden aan het eind van de jaren ’70. Aangezien het risico op scheiding sterk afhangt van de leeftijd waarop met samenwonen is begonnen – hoe jonger, hoe vaker een relatie eindigt in een scheiding – zijn de scheidingskansen van personen van 24 tot 30 jaar die op een specifieke leeftijd aan een samenwoonperiode begonnen tussen geboortecohorten vergeleken. Wat blijkt is dat de verschillen tussen de geboortecohorten groter zijn bij degenen die op wat jongere leeftijd met een partner gingen samenwonen. Hieronder worden de scheidingskansen van personen die op 24- en 28-jarige leeftijd voor het eerst gehuwd of ongehuwd gingen samenwonen met een partner voor de verschillende geboortecohorten besproken.

Scheidingskans midden-twintigers groter dan bij eerdere geboortecohorten

De meest voorkomende leeftijd dat jongeren voor het eerst gaan samenwonen is 24 jaar. Bij degenen die op deze leeftijd voor het eerst gingen samenwonen is het risico op scheiding met de geboortegeneraties toegenomen. Van de samenwoners geboren van 1977 tot en met 1981 was na zeven jaar 22 procent gescheiden. Bij de geboortegeneratie 1982-1986 was dit 25 procent en bij de generatie 1987-1990 ging het om 27 procent.

3.1 Scheidingskans1) naar geboortecohort, personen die op 24-jarige leeftijd gingen samenwonen
Maanden1977-19811982-19861987-1990
00,00,00,0
10,30,20,4
20,60,50,8
30,80,81,2
41,11,21,6
51,41,51,9
61,71,82,4
71,92,22,9
82,22,53,3
92,52,93,8
102,83,24,3
113,13,64,9
123,44,05,5
133,74,45,9
144,14,76,4
154,45,16,9
164,65,47,4
174,95,88,0
185,26,28,4
195,66,78,9
205,97,09,3
216,27,49,7
226,57,710,2
236,88,110,6
247,28,511,0
257,58,911,5
267,89,311,9
278,29,612,3
288,510,012,7
298,810,313,1
309,110,713,5
319,411,113,9
329,711,414,3
3310,011,814,6
3410,312,115,0
3510,612,515,3
3610,912,915,7
3711,313,216,0
3811,613,516,4
3911,813,916,7
4012,214,217,0
4112,514,517,3
4212,814,817,6
4313,215,118,0
4413,515,518,3
4513,815,818,6
4614,116,118,9
4714,316,519,2
4814,716,819,5
4914,917,119,8
5015,217,320,1
5115,517,620,3
5215,717,920,6
5316,018,220,9
5416,318,521,2
5516,518,821,4
5616,819,021,7
5717,119,322,0
5817,319,522,2
5917,519,822,5
6017,720,022,7
6117,920,223,0
6218,220,523,2
6318,420,723,4
6418,621,023,6
6518,821,223,8
6619,121,424,1
6719,321,624,2
6819,521,824,5
6919,722,024,7
7019,922,224,9
7120,122,525,1
7220,322,725,2
7320,522,925,4
7420,723,025,5
7520,923,225,7
7621,023,425,9
7721,223,626,1
7821,423,826,3
7921,624,026,4
8021,724,226,7
8121,924,426,9
8222,124,527,1
8322,224,727,3
8422,424,927,4
8522,525,0
8622,725,2
8722,825,4
8823,025,6
8923,125,7
9023,225,9
9123,426,0
9223,626,2
9323,726,3
9423,926,5
9524,026,6
9624,126,8
9724,326,9
9824,427,1
9924,627,2
10024,727,3
10124,827,5
10225,027,6
10325,127,8
10425,327,9
10525,428,0
10625,528,2
10725,628,3
10825,728,4
10925,928,6
11026,028,7
11126,228,9
11226,329,0
11326,429,1
11426,529,3
11526,629,4
11626,829,5
11726,929,6
11827,029,7
11927,229,9
12027,330,0
12127,430,1
12227,630,2
12327,730,3
12427,830,4
12527,930,5
12628,030,7
12728,130,8
12828,330,9
12928,431,0
13028,531,0
13128,631,2
13228,831,2
13328,831,4
13428,931,5
13529,131,6
13629,231,8
13729,331,9
13829,431,9
13929,532,1
14029,632,2
14129,732,3
14229,932,4
14330,032,5
14430,132,6
14530,2
14630,3
14730,4
14830,5
14930,6
15030,7
15130,8
15230,9
15331,0
15431,2
15531,3
15631,4
15731,5
15831,6
15931,7
16031,8
16131,9
16232,0
16332,1
16432,2
16532,3
16632,4
16732,5
16832,6
16932,7
17032,9
17133,0
17233,1
17333,2
17433,3
17533,4
17633,5
17733,6
17833,7
17933,8
18033,9
18134,0
18234,1
18334,2
18434,3
18534,4
18634,5
18734,5
18834,6
18934,8
19034,8
19134,9
19235,0
19335,1
19435,2
19535,3
19635,4
19735,4
19835,5
19935,6
20035,7
20135,8
20235,8
20335,9
20436,0
1) Kaplan Meier failure curves (failure=scheiding).

Toename scheidingskans bij eind-twintigers kleiner

Naarmate twintigers ouder zijn als zij beginnen met een samenwoonrelatie is de kans groter dat deze in stand blijft. Bovendien is het verschil in scheidingsrisico tussen de geboortecohorten kleiner naarmate de samenwoonrelatie op latere leeftijd begint. Bij partners die op 28-jarige leeftijd voor het eerst gingen samenwonen verschilt het risico op scheiding nauwelijks tussen de geboortecohorten. Na acht jaar was 23 procent van degenen geboren tussen 1982 en 1986 gescheiden. Bij het geboortecohort 1977-1981 was dat 22 procent.

3.2 Scheidingskans1) naar geboortecohort, personen die op 28-jarige leeftijd gingen samenwonen
Maanden1977-19811982-1986
00,20,3
10,50,6
20,70,9
31,01,3
41,21,6
51,52,0
61,82,3
72,02,7
82,33,0
92,63,4
102,93,8
113,14,1
123,54,5
133,74,8
144,05,1
154,35,5
164,65,7
174,86,1
185,26,3
195,46,6
205,77,0
215,97,2
226,27,6
236,57,9
246,88,2
257,18,5
267,38,8
277,79,1
287,99,4
298,29,6
308,59,9
318,810,2
329,010,5
339,210,7
349,511,0
359,711,3
3610,011,5
3710,311,8
3810,612,0
3910,812,3
4011,112,6
4111,412,9
4211,713,1
4311,913,3
4412,213,5
4512,413,8
4612,714,1
4713,014,3
4813,214,6
4913,414,8
5013,715,0
5113,915,2
5214,115,4
5314,415,6
5414,615,8
5514,816,1
5615,016,3
5715,316,5
5815,516,7
5915,716,9
6015,917,1
6116,117,3
6216,317,5
6316,617,7
6416,817,9
6517,018,0
6617,218,2
6717,418,3
6817,618,5
6917,818,7
7018,018,9
7118,219,1
7218,419,3
7318,519,4
7418,719,6
7518,919,8
7619,120,0
7719,320,1
7819,520,3
7919,720,4
8019,820,6
8120,020,7
8220,120,9
8320,321,1
8420,521,3
8520,721,5
8620,821,6
8720,921,8
8821,122,0
8921,222,1
9021,422,3
9121,522,4
9221,722,6
9321,822,7
9421,922,8
9522,123,0
9622,223,1
9722,4
9822,6
9922,7
10022,9
10123,0
10223,1
10323,2
10423,4
10523,6
10623,7
10723,9
10824,0
10924,1
11024,2
11124,4
11224,5
11324,7
11424,8
11524,9
11625,1
11725,2
11825,4
11925,5
12025,6
12125,8
12225,9
12326,0
12426,1
12526,3
12626,4
12726,6
12826,7
12926,8
13026,9
13127,0
13227,1
13327,2
13427,3
13527,4
13627,6
13727,7
13827,8
13927,9
14028,0
14128,2
14228,3
14328,4
14428,5
1) Kaplan Meier failure curves (failure=scheiding).

4. Achtergrondkenmerken van samenwonende twintigers

De 24- tot 30-jarigen uit latere geboortecohorten gaan dus wat vaker uit elkaar dan hun leeftijdsgenoten uit eerdere geboortecohorten, al is het scheidingsrisico minder snel toegenomen onder degenen die pas als eind-twintiger gingen samenwonen. Echter de samenwonende 24- tot 30-jarigen uit de verschillende geboortecohorten zijn niet helemaal vergelijkbaar. In deze paragraaf worden de ontwikkelingen in trouwgedrag en in sociaaleconomische positie tussen de geboortejaren belicht.

Huidige samenwonende twintigers stellen trouwen iets langer uit

Voor de jaren zeventig van de vorige eeuw was het gebruikelijk dat stellen vanuit het ouderlijk huis trouwden en vervolgens bij elkaar introkken. Tegenwoordig kiest de meerderheid ervoor om eerst met een partner ongehuwd samen te wonen en daarna eventueel te trouwen (Van Gaalen et al., 2019). Het aandeel dat direct gehuwd gaat samenwonen, lijkt inmiddels gestabiliseerd. Van de mensen die geboren werden in 1977-1983 en die op 24-jarige leeftijd voor het eerst met een partner gingen samenwonen, was aan het eind van het kalenderjaar waarin de samenwoonperiode begon 15 procent getrouwd. Onder degenen die in de daaropvolgende vijf jaar werden geboren, was dat aandeel vrijwel gelijk. Samenwoners lijken het huwelijk wel iets langer uit te stellen. Van de samenwoners geboren in 1977-1983 die na vijf jaar nog met dezelfde partner samenwoonden, was meer dan 55 procent inmiddels getrouwd. Van degenen geboren in 1984-1989 was dit minder dan 54 procent.

4.1 Gehuwden onder samenwoners naar geboortecohort, personen die op 24-jarige leeftijd gingen samenwonen
Duur1977-1983 (%)1984-1989 (%)
Start15,615,6
1 jaar21,221,5
2 jaar29,529,3
3 jaar38,637,9
4 jaar47,546,6
5 jaar55,153,7

Minder vaak vaste baan dan eerdere cohorten twintigers

Dat de huidige 24- tot 30-jarigen vaker uit elkaar gaan, zou ermee te maken kunnen hebben dat zij in vergelijking met eerdere geboortegeneraties langer onderwijs volgen en op de arbeidsmarkt en de woningmarkt langer in onzekerheid blijven. Zo hebben de huidige twintigers minder vaak een vaste arbeidsrelatie en ook minder dikwijls een koopwoning dan hun leeftijdsgenoten uit voorgaande generaties (CBS, 13 mei 2019). Dit is ook terug te zien bij de twintigers die al enige tijd met een partner samenwonen. In figuur 4.2 is de sociaaleconomische positie van 28-jarigen die drie jaar met hun partner samenwonen voor de verschillende geboortegeneraties weergegeven. Van de mannen en vrouwen die werden geboren in 1977-1980 had 68 procent een contract voor onbepaalde tijd als werknemer. Dat aandeel is met de geboortegeneraties afgenomen. Van de 28-jarige mannen geboren in 1985-1988 die drie jaar samenwoonden, had 56 procent een contract voor onbepaalde tijd, van de vrouwen was dat 54 procent. Tegelijkertijd is met de geboortegeneraties het aandeel met een tijdelijk contract als werknemer aanzienlijk toegenomen. Daarnaast zijn de twintigers uit de latere geboortecohorten wat langer onderwijsvolgend dan twintigers uit eerdere geboortecohorten. Het percentage samenwoners met een koopwoning is tussen de geboortecohorten met enkele procentpunten gedaald.

4.2 Sociaaleconomische positie na drie jaar samenwonen naar geboortecohort, personen die op 25-jarige leeftijd gingen samenwonen
GeslachtGeboortecohortWerknemer, vast contract (%)Werknemer, tijdelijk contract (%)Zelfstandige (%)Uitkering (%)Studie (%)Inactief (%)
Mannen1977-198067,818,98,72,00,91,7
Mannen1981-198461,023,69,63,41,11,2
Mannen1985-198856,327,410,43,51,21,2
Vrouwen1977-198068,018,34,13,51,25,0
Vrouwen1981-198461,523,44,75,31,33,9
Vrouwen1985-198854,427,45,76,71,34,5

5. Kenmerken van twintigers die samenhangen met de kans op scheiding

Om te achterhalen welke kenmerken van personen die op 24- tot 30-jarige leeftijd gingen samenwonen een rol spelen in de kans dat zij een scheiding meemaken, is een multivariaat model geschat.

Gehuwde stellen minder vaak uit elkaar dan ongehuwde 

Zoals bekend uit andere studies gaan gehuwde stellen minder vaak uit elkaar dan ongehuwde stellen (Lyngstad en Jalovaara, 2010). Uit deze analyse blijkt dat de scheidingskans voor gehuwde personen die op 24- tot 30-jarige leeftijd aan een samenwoonrelatie begonnen ongeveer drie maal zo laag ligt als voor hun ongehuwd samenwonende leeftijdsgenoten. Zowel onder getrouwde als onder niet-getrouwde paren is het aandeel scheidingen met de generaties gegroeid. Bij de ongehuwden is de toename wel sterker dan bij de gehuwden. Tussen de geboortecohorten 1977-1981 en 1987-1990 is de jaarlijkse scheidingskans van ongehuwde samenwoners gestegen met 18 procent, terwijl die van getrouwde stellen met 11 procent toenam.

Laagopgeleiden en lage inkomens hebben hogere kans op scheiding

Alle drie de indicatoren van economische (on)zekerheid hangen significant samen met de kans dat mensen die op 24- tot 30-jarige leeftijd gingen samenwonen, scheiden. Het huishoudensinkomen, het opleidingsniveau en het type arbeidsrelatie hebben ieder ook afzonderlijk van elkaar een effect. Het opleidingsniveau speelt een belangrijke rol: de kans dat samenwonende mannen en vrouwen met een laag opleidingsniveau scheiden, is bijna twee maal zo groot als die van vergelijkbare mannen en vrouwen met een universitair diploma. Het effect van het opleidingsniveau is sterker bij gehuwden dan bij ongehuwde samenwoners en bij mannen iets sterker dan bij vrouwen.

Daarnaast speelt het huishoudensinkomen een rol. Stellen met een laag huishoudensinkomen gaan vaker uit elkaar dan stellen met een hoog huishoudensinkomen. Vooral de stellen die tot de laagste 20 procent van de inkomensverdeling behoren hebben een betrekkelijk grote kans om te scheiden.

Ook tijdelijk contract vergroot scheidingskans

Naast het opleidingsniveau en het huishoudensinkomen is de sociaaleconomische positie van mannen en vrouwen van belang voor de kans om uit elkaar te gaan. In figuur 5.3 en 5.4 zijn voor respectievelijk mannen en vrouwen de jaarlijkse scheidingskansen weergegeven naar de sociaaleconomische positie die zij op dat moment hebben. Hieruit blijkt dat mannen en vrouwen met een tijdelijk arbeidscontract ongeveer 20 procent vaker scheiden dan vergelijkbare mannen en vrouwen met een vast contract. Bij gehuwde stellen is het effect van een tijdelijk contract wat sterker dan bij stellen die ongehuwd samenwonen.

Voor mannen geldt dat degenen met een tijdelijk arbeidscontract wel aanzienlijk minder vaak scheiden dan degenen zonder betaald werk. Vooral mannen met een uitkering en mannen die inactief zijn, dat wil zeggen geen betaald werk verrichten, geen opleiding volgen en geen uitkering hebben, scheiden vaak. Bij vrouwen hangt het hebben van betaald werk minder sterk samen met het risico op scheiding. Vrouwen met een uitkering scheiden wel vaker dan vrouwen met betaald werk, maar inactieve vrouwen niet. Met andere woorden: het risico op scheiding is hoger als de man geen betaald werk verricht dan als de vrouw geen betaald werk heeft.

De effecten van de achtergrondkenmerken (controlevariabelen) die in de modellen zijn opgenomen, wijzen in de verwachte richting. Zo blijkt het risico op scheiding lager te zijn naarmate mensen ouder waren bij aanvang van de samenwoonrelatie en indien zij kinderen hebben en een koopwoning bezitten. De scheidingskans van stellen neemt in de eerste jaren toe en daarna af.

6. Conclusie

Huidige twintigers wonen minder vaak gehuwd of ongehuwd samen met een partner dan twintigers van twee decennia geleden. Voor een belangrijk deel komt dit doordat zij later beginnen met samenwonen: zij wonen langer thuis en blijven, als zij uit huis zijn, langer alleen wonen. In dit onderzoek is voor de geboortecohorten 1977-1990 aangetoond dat 24- tot 30-jarigen uit latere cohorten die wel gaan samenwonen ook wat vaker uit elkaar gaan dan leeftijdsgenoten uit eerdere cohorten. Deze toename geldt minder sterk voor degenen die als eind-twintiger voor het eerst met een partner gaan samenwonen. De scheidingskans groeide zowel onder ongehuwde samenwoners als onder getrouwde stellen. Bij de gehuwde paren gebeurde dit wel in mindere mate. Vanwege de beperkte waarnemingsperiode konden maar een beperkt aantal geboortecohorten met elkaar worden vergeleken. In de komende jaren moet duidelijk worden of de scheidingskansen van nieuwe generaties twintigers verder zijn toegenomen.

Daarnaast heeft deze studie laten zien dat het risico op scheiding niet alleen groter is bij 24- tot 30-jarigen met een laag inkomen of een laag opleidingsniveau, maar daarbovenop ook bij mensen met een tijdelijk arbeidscontract. Zowel voor mannen als voor vrouwen die op 24- tot 30-jarige leeftijd gingen samenwonen, geldt dat degenen met een vast contract minder vaak scheiden dan degenen met een tijdelijk contract. Deze bevinding is van belang in tijden waarin de arbeidsmarkt flexibeler wordt (CBS, 14 februari 2019). Zeker onder twintigers is een vast dienstverband steeds minder vanzelfsprekend (CBS, 13 mei 2019).

 

 


Literatuur

Bakker, B. F. M., J. van Rooijen en L. van Toor (2014). The system of social statistical datasets of Statistics Netherlands: An integral approach to the production of register-based social statistics. Journal of the International Association for Official Statistics, 30, 1-14.

CBS (2018). Jaarrapport Integratie. Den Haag / Heerlen / Bonaire: Centraal Bureau voor de Statistiek. 

CBS (2019, 13 mei). Mijlpalen twintigers schuiven op. CBS nieuwsbericht. 

CBS (2019, 14 februari 2019). Aantal flexwerkers in 15 jaar met drie kwart gegroeid. CBS nieuwsbericht. 

CBS StatLine (2021). Demografische levensloop; geslacht en geboortegeneraties (1940 tot 1990)

Gaalen, R. van, K. van Houdt en A. Poortman (2019). Trouwen, kinderen krijgen en (echt)scheiden naar opleidingsniveau, Demografische beslissingen binnen huishoudens aan het begin van de 21e eeuw, Statistische Trends, februari 2019. 

Hiekel, N., A. C. Liefbroer en A.R. Poortman (2014). Understanding diversity in the meaning of cohabitation across Europe. European Journal of Population, 30(4), 391–410.

Hiekel, N., en Keizer, R. (2015). Risk-avoidance or utmost commitment: Dutch focus group research on cohabitation and marriage. Demographic Research, 32, 10, 311-340.

Kooiman, N. (2019). Het onderwijsniveau van partners en de stabiliteit van relaties aan het begin van de 21e eeuw. Statistische Trends, juni 2019.

Lyngstad, T. H., en Jalovaara, M. (2010). A review of the antecedents of union dissolution. Demographic Research, 23, 257-292.

Matysiak, A., Styrc, M., en Vignoli, D. (2014). The educational gradient in marital disruption: a meta-analysis of European research findings. Population Studies, 68 (2), 197-215.

Mills, M., Blossfeld, H. – P., en Klijzing, E. (2005). Becoming an adult in uncertain times: a 14-country comparison of the losers of globalization. In: H. - P. Blossfeld, Klijzing, E., Mills, M., en Kurz, K. (red.), Globalization, uncertainty and youth in society (423-441), Londen: Routledge.

Oppenheimer, V. K. (2003). Cohabiting and marriage during young men’s career-development process. Demography, 40 (1), 127-149.

Poortman, A. R., en M. Kalmijn (2002). Women's labour market position and divorce in the Netherlands. European Journal of Population, 18, 175-202.

Poortman, A. R. (2005). How work affects divorce: the mediating role of financial and time pressures. Journal of Family Issues, 26 (2), 168-195.

Bijlage

B.1 Logistische regressieanalyse op persoonsjaren van de kans op scheiding van personen die op 24- tot 30-jarige leeftijd voor het eerst gingen samenwonen, 2003-20181)
Model 1Model 2Model 3Model 4
Mannen VrouwenOngehuwdGehuwd
Duur van de relatie, in jaren0.088***0.103***0.111***0.098***
Duur van de relatie, in jaren(0.004)(0.004)(0.003)(0.006)
Duur, gekwadrateerd-0.006***-0.007***-0.010***-0.004***
Duur, gekwadrateerd(0.000)(0.000)(0.000)(0.000)
Leeftijd bij aanvang samenwoonperiode-0.020***0.003-0.018***0.013***
Leeftijd bij aanvang samenwoonperiode(0.003)(0.003)(0.002)(0.004)
OngehuwdRef.Ref.
Gehuwd-0.949***-0.894***
Gehuwd(0.009)(0.010)
ManRef.Ref.
Vrouw-0.063***0.030***
Vrouw(0.006)(0.011)
Minderjarige kinderen in het huishouden-0.454***-0.546***-0.478***-0.508***
Minderjarige kinderen in het huishouden(0.011)(0.011)(0.009)(0.015)
Migratieachtergrond0.278***0.292***0.352***0.161***
Migratieachtergrond(0.010)(0.010)(0.008)(0.014)
Laag onderwijsniveauRef.Ref.Ref.Ref.
Middelbaar onderwijsniveau-0.252***-0.184***-0.208***-0.272***
Middelbaar onderwijsniveau(0.011)(0.015)(0.010)(0.017)
Hbo-0.558***-0.444***-0.435***-0.743***
Hbo(0.013)(0.015)(0.011)(0.019)
Wo-0.688***-0.548***-0.525***-0.985***
Wo(0.015)(0.017)(0.013)(0.023)
1e inkomenskwintiel2)Ref.Ref.Ref.Ref.
2e inkomenskwintiel2)-0.052***-0.279***-0.161***-0.162***
2e inkomenskwintiel2)(0.015)(0.017)(0.013)(0.023)
3e inkomenskwintiel2)-0.330***-0.650***-0.543***-0.284***
3e inkomenskwintiel2)(0.015)(0.016)(0.012)(0.023)
4e inkomenskwintiel2)-0.558***-0.959***-0.864***-0.331***
4e inkomenskwintiel2)(0.016)(0.017)(0.013)(0.024)
5e inkomenskwintiel2)-0.463***-0.977***-0.826***-0.288***
5e inkomenskwintiel2)(0.017)(0.018)(0.014)(0.026)
Werknemer, vast contact3)Ref.Ref.Ref.Ref.
Werknemer, tijdelijk contract3)0.206***0.178***0.168***0.266***
Werknemer, tijdelijk contract3)(0.009)(0.010)(0.008)(0.015)
Zelfstandige3)0.129***-0.0130.104***0.010
Zelfstandige3)(0.013)(0.018)(0.012)(0.020)
Uitkeringsontvanger3)0.579***0.314***0.429***0.483***
Uitkeringsontvanger3)(0.016)(0.015)(0.013)(0.020)
Volgt opleiding3)0.459***0.227***0.298***0.158***
Volgt opleiding3)(0.019)(0.021)(0.015)(0.054)
Inactief3)0.576***-0.0270.259***0.172***
Inactief3)(0.023)(0.020)(0.018)(0.028)
Huurwoning Ref.Ref.Ref.Ref.
Koopwoning -0.322***-0.324***-0.306***-0.390***
Koopwoning (0.009)(0.009)(0.007)(0.015)
Status woning onbekend-0.482***-0.812***-0.630***-0.542***
Status woning onbekend(0.017)(0.020)(0.015)(0.024)
Geboren in 1977-1981Ref.Ref.Ref.Ref.
Geboren in 1982-19860.067***0.051***0.058***0.047***
Geboren in 1982-1986(0.008)(0.009)(0.007)(0.013)
Geboren in 1987-19900.213***0.142***0.178***0.113***
Geboren in 1987-1990(0.012)(0.013)(0.010)(0.022)
Constante-1.856***-2.169***-1.674***-3.647***
Constante(0.069)(0.077)(0.060)(0.109)
Observaties (persoonsjaren)2.546.0152.353.7522.715.5882.237.225
Personen352.470312.570549.134382.071
Pseudo R-squared .06.05.04.03
*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1.
1) Standaardfouten tussen haakjes en gecorrigeerd voor het feit dat meerdere observaties toebehoren aan dezelfde persoon (in STATA via vce cluster).
2) Gestandaardiseerd besteedbaar huishoudensinkomen.
3) Sociaaleconomische categorie (zwaartepunttypering).