Beknopte methodebeschrijving gezonde levensverwachting naar sociaaleconomische status

Deze toelichting beschrijft op hoofdlijnen de methoden die zijn gevolgd bij het differentiëren van de gegevens over de gezonde levensverwachting naar sociaaleconomische status (SES). Daarbij is opleidingsniveau gebruikt als indicator voor SES. Voor een uitgebreide wiskundige methodebeschrijving en alle gedetailleerde cijfers, zie Kardal en Lodder (2008).

Gezonde levensverwachting

Gezonde levensverwachting (GLV) is in essentie de ‘klassieke’ levensverwachting (LV) minus het aantal jaren dat daarvan niet in gezondheid wordt doorgebracht. Voor het begrip ‘gezondheid’ zijn hier drie verschillende definities gehanteerd.

De GLV wordt berekend door cijfers met betrekking tot de LV te combineren met enquêtegegevens over de gezondheidstoestand van de bevolking. Bij dat laatste speelt het begrip prevalentie een centrale rol, dat wil zeggen het percentage van de bevolking (in een bepaalde leeftijdsgroep) dat zichzelf niet als gezond ervaart, lijdt aan één of meer langdurige aandoeningen respectievelijk aan één of meer beperkingen.

Voor de berekening van de GLV wordt gebruik gemaakt van de Sullivan methode (Jagger, 2006). In deze methode wordt de GLV berekend met behulp van sterftecijfers en prevalenties naar leeftijd en geslacht.

Gezonde levensverwachting naar sociaaleconomische status / opleidingsniveau

Om de GLV te kunnen differentiëren naar sociaaleconomische status – hier geoperationaliseerd via de variabele ‘opleidingsniveau’ – is het noodzakelijk om zowel gegevens over sterfte als over gezondheid gedifferentieerd naar opleidingsniveau ter beschikking te hebben.

Voor de gezondheidsgegevens is opleidingsniveau beschikbaar, want dat is één van de variabelen die is inbegrepen in het Permanent Onderzoek Leefsituatie (POLS) waar ook de gezondheidsgegevens uit worden geput.

Ten aanzien van de sterftegegevens is de situatie minder vanzelfsprekend, omdat in de reguliere sterftegegevens waarover het CBS beschikt geen informatie over het opleidingsniveau van de overledenen is opgenomen. Daarom is voor de volgende indirecte methode gekozen, die toepasbaar is over het tijdvak vanaf 1997 waarvoor gegevens van veel persoonsenquêtes van het CBS onderling koppelbaar zijn via het (omwille van geheimhouding gecodeerde) sofinummer van de persoon in kwestie. Voor deze periode zijn allereerst alle overledenen verzameld uit de sterftegegevens afkomstig uit de gemeentelijke basisadministratie (GBA). Vervolgens is, via genoemde koppeling, nagegaan welke van deze overledenen in één van de voorafgaande jaren is inbegrepen geweest in de Enquête Beroepsbevolking (EBB) van het CBS. Dit is een grote steekproef van jaarlijks circa vijftigduizend huishoudens, waarvan voor alle leden van 15 jaar en ouder een aantal aan arbeid gerelateerde gegevens wordt verzameld waaronder het opleidingsniveau. Zo kon voor omstreeks dertigduizend van de in totaal circa anderhalf miljoen tussen 1997 en 2005 overleden personen het opleidingsniveau worden achterhaald.

Voor de definities van sociaaleconomische status/opleidingsniveau bij het schatten van sterftekansen is aangesloten bij die van de EBB (Bakker, 2006). Dat wil zeggen dat de hoogst behaalde opleiding is aangehouden als ‘het opleidingsniveau’, waarbij voor kinderen en jongeren het opleidingsniveau van de ouder(s) wordt aangehouden:

  • Hoogst behaalde opleidingsniveau van de respondent, voor respondenten vanaf 25 jaar.
  • Hoogst behaalde opleidingsniveau binnen de huishoudkern voor respondenten jonger dan 25 jaar.

Het opleidingsniveau is vervolgens vier categorieën opgedeeld.

Voor het bepalen van de prevalenties van ‘ongezondheid’ naar opleidingsniveau is voor respondenten vanaf 25 dezelfde definitie gehanteerd. Voor jongeren bleek dit niet mogelijk, en is de volgende keuze gemaakt:

  • Kinderen jonger dan 12 jaar krijgen de hoogst behaalde opleiding van hun eerste verzorger toegekend (meestal de moeder).
  • Jongeren van 12 tot 25 jaar krijgen hun hoogst gevolgde opleiding toegekend.
  • Vanaf leeftijd 25 jaar krijgt men de hoogst behaalde opleiding toegekend.

Vanaf 25-jarige leeftijd zijn de definities identiek, en beneden de 12 jaar in goede benadering eveneens. Het geringe verschil in definitie voor de 12-25 jarigen is in dit onderzoek verder verwaarloosd, mede omdat sterftekansen in deze leeftijd laag zijn en deze groep daardoor relatief weinig invloed heeft op de (gezonde) levensverwachting.

Sterftekansen naar leeftijd en geslacht zijn bekend op basis van registraties (GBA). Dit heeft tot gevolg dat de gegevens uit de EBB alleen nodig zijn om een relatief verschil tussen sterftekansen naar opleidingsniveaus te schatten. De waarde van de sterftekans naar opleidingsniveau wordt vervolgens gevonden door de relatieve gegevens te combineren met een ophoogfactor die de sterftekans verkregen uit het GBA bevat. Deze methode van ophogen betekent dat er wordt verondersteld dat de steekproeffouten in de EBB evenredig over de verschillende opleidingsniveaus zijn verspreid. Dit is bij benadering juist.

De variantie in de gezonde levensverwachting naar opleidingsniveau

De variantie in de resulterende GLV wordt bepaald door de varianties van de sterftekansen naar opleidingsniveau en de varianties van de prevalenties van ‘ongezondheid’ naar opleidingsniveau. De formules voor de varianties van de GLV worden gevonden door de formules van Jagger (2006) uit te breiden met een index opleidingsniveau en met een factor die het effect van de onderlinge correlaties tussen de sterftekansen beschrijft.

De onderlinge correlaties tussen de sterftekansen worden zichtbaar in de al eerder genoemde ophoogfactor. De ophoogfactor is namelijk een stochastische component in de formule van de sterftekans. Een directe schatting van de variantie is daardoor niet mogelijk en daarom is er gebruik gemaakt van een wiskundige benaderingsmethode.

Kwantitatieve analyse van de resultaten leidt tot de conclusie dat voor het bepalen van de variantie van GLV de variantie in de sterftekansen niet kan worden verwaarloosd ten opzichte van de variantie in de prevalenties van ongezondheid, zoals voor de GLV in het algemeen wel het geval is (Jagger, 2006). Dat komt doordat in de hier gevolgde benadering de populatie waarop sterftekansen zijn bepaald veel kleiner is dan in de gebruikelijke aanpak.

Indien de gezonde levensverwachting wordt opgemaakt per verslagjaar (dat wil zeggen gebaseerd op sterftedata en gezondheidsgegevens voor een bepaald jaar) blijkt dat de standaarddeviatie van GLV (bij geboorte) naar opleidingsniveau gemiddeld genomen een waarde heeft van omstreeks 1,4 jaar. Over het geheel genomen zijn de marges bij vrouwen wat groter dan bij mannen. Bij mannen zijn de marges voor het laagste opleidingsniveau veelal wat groter dan voor ieder van de drie hogere opleidingsniveaus; bij vrouwen geldt dit in mindere mate. Voorts zijn er uiteraard lichte verschillen tussen de drie definities van gezondheid.

De onzekerheidsmarges van de GLV nemen af als GLV niet per jaar maar voor de gehele periode 1997-2005 wordt berekend. Dat komt omdat daarmee de steekproefgrootte aanzienlijk toeneemt. De resulterende standaarddeviaties van GLV (bij geboorte) naar opleidingsniveau zijn dan ongeveer 0,4 jaar. Deze laatste gegevens zijn gepubliceerd in de StatLine database van het CBS. De gegevens per jaar zijn te vinden in Kardal en Lodder(2008) .

Literatuur

Bakker, B., Bouwman, A., Toor, L. van  (2006), Opleidingsniveau uit registers: nieuwe bronnen, maar nog niet compleet. In de bundel Sociale Samenhang in Beeld, het SSB nu en straks.

Kardal, M. , Lodder, B.J.H. (2008), De gezonde levensverwachting naar sociaal economische status.

Jagger C. (2006), Health Expectancy Calculation by the Sullivan Method: a practical guide. Montpellier: Euro-REVES/INSERM www.hs.le.ac.uk/reves

Downloads