Riskante gewoonten en zorg voor eigen welzijn

[p. 331]

2.4 Steekproef

De keuze van de uiteindelijk te interviewen steekproef werd door de volgende overwegingen bepaald. In de eerste plaats was er de kwestie van de beschikbare middelen, die omvang en betrouwbaarheid van de enquête beïnvloedde. Volgens de oorspronkelijke raming zouden de kosten van de enquête (de salariëring van de vaste medewerkers niet inbegrepen) omstreeks ƒ 6.000, - bedragen. Men dacht aan een 1200-tal gesprekken met gemiddelde kosten van omstreeks ƒ 5, - per vraaggesprek (reiskosten en verblijfkosten van enquêteurs inbegrepen). Van theoretisch standpunt gezien zou het onderzoek van meer intensieve dan extensieve aard zijn, vergeleken met de gangbare enquêtes van de publieke opinieonderzoekingen: een groot aantal vragen zou aan een middelgrote steekproef uit de bevolking worden voorgelegd. Daar men echter besefte dat ook een structurele en causale statistische analyse het meest verantwoord met behulp van een aselecte steekproef kon geschieden, en daar men tevens hoopte door middel van het onderzoek een schatting van bepaalde parameters te geven (percentages van niet rokers, van drinkers, spreiding van de voornaamste ‘zorgengebieden’ over de bevolking, enz.), werd aan de opbouw van de steekproef alle aandacht besteed. Reeds in de vroege fase van ons denken, meenden we afstand te moeten doen van de gebruikelijke ‘quota sampling’ die door de sociale onderzoekers in de Verenigde Staten is uitgewerkt en vervolmaakt. We meenden in de registratie van de bevolking door het administratief personeel van de Nederlandse gemeenten een hulpinstrument te hebben dat het trekken van een meer verantwoorde steekproef mogelijk zou maken. Indien we eerst een aselecte steekproef uit de Nederlandse gemeenten zouden trekken om hierna uit elk bevolkingsregister een aselecte steekproef van de plaatselijke inwoners te nemen, zouden we dan niet een representatief beeld verkrijgen van de ganse bevolking? Spoedig realiseerden we echter dat de grote steden in het bijzonder de representatieve aard van een op deze wijze verkregen steekproef zouden verstoren en dat we in het algemeen moesten zoeken naar een correctie voor de gemeentegrootte. Een oplossing voor het probleem heeft Drs. Ch.A.G. Nass, Hoofd Afdeling Statistiek van het Nederlands Instituut voor Praeventieve Geneeskunde, in de volgende steekproefopzet gevonden.

Alle gemeenten met honderdduizend inwoners en meer werden bij ons onderzoek betrokken. Zij zouden evenredig naar het aantal inwoners in de steekproef vertegenwoordigd zijn; per 5.000 inwoners namen we 1 kaart uit het bevolkingsregister als in aanmerking komend voor het ge-

[p. 332]

Tabel 2.4.1 Selectie en samenstelling van de steekproef Table 2.4.1 Selection and composition of the sample
No. No.	Ge- meente Commu- nity	Provincie Province	Inwonertal in 1.000 No. of inhabitants in 1.000	Oorspron- kelijke steekproef Original sample	Te inter- viewen To be inter- viewed	Weige- ringen Refusals	Bereikte steekproef Sample reached in the end
1	2	3	4	5	6	7	8
1	Akersloot	NH	3	20	18	0	18
2	Almelo	O	48	20	10	0	10
3	Amersfoort	U	66	20	13	1	12
4	Assendelft	NH	7	20	15	0	15
5	Barneveld	Gld	22	20	15	0	15
6	Bergen	L	9	20	10	0	10
7	Best	NBr	10	20	8	0	8
8	Bloemen- daal	NH	20	20	13	1	12
9	Boskoop	ZH	9	20	12	1	11
10	Budel	NBr	8	20	7	0	7
11	Culem- borg	Gld	12	20	9	0	9
12	Delft	ZH	70	20	15	1	14
13	Deventer	O	53	20	13	0	13
14	Domburg	Z	1	20	20	0	20
15	Dordrecht	ZH	78	20	10	1	9
16	Ede	Gld	54	20	13	1	12
17	Emmen	D	63	20	11	0	11
18	Ermelo	Gld	26	20	13	1	12
19	Geldrop	NBr	17	20	11	0	11
20	Gilze en Rijen	NBr	14	20	11	0	11
21	Gouda	ZH	42	20	13	0	13
22	Harden- berg	O	21	20	13	0	13
23	Heem- stede	NH	25	20	13	1	12
24	Heerlen	L	10	20	10	0	10
25	Den Helder	NH	46	20	10	0	10
26	Helmond	NBr	41	20	11	1	10
27	's-Hertogen- bosch	NBr	67	20	14	1	13
28	Hoens- broek	L	21	20	10	1	9
29	Hoogkerk	Gr	5	20	9	0	9
30	Jutphaas	U	4	20	9	0	9
31	Kerkrade	L	47	20	12	2	10
32	Kruiningen	Z	5	20	18	2	16
33	Leeuwarden	F	81	20	15	3	12
34	Leiden	ZH	95	20	18	0	18
35	Lichten- voorde	Gld	12	20	8	0	8
36	Losser	O	16	20	12	0	12
37	Maastricht	L	87	20	14	0	14
38	Meerlo	L	3	20	9	0	9
39	Mill en St. Hubert	NBr	8	20	16	1	15
40	Naarden	NH	13	20	15	3	12
41	Nieuwkoop	ZH	4	20	8	0	8
42	Nuenen	NBr	6	20	9	1	8

[p. 333]

1	2	3	4	5	6	7	8
43	Oisterwijk	NBr	11	20	11	1	10
44	Oostdon- geradeel	F	8	20	15	1	14
45	Opsterland	F	21	20	12	1	11
46	Oud Vossemeer	Z	2	20	12	1	11
47	Ravenstein	NBr	6	20	13	1	12
48	Ridderkerk	ZH	24	20	11	2	9
49	Roosendaal/ Nispen	NBr	34	20	12	1	11
50	Rijswijk	ZH	29	20	14	0	14
51	Schiedam	ZH	77	20	16	2	14
52	Schijndel	NBr	13	20	11	0	11
53	Sliedrecht	ZH	17	20	16	0	16
54	Someren	NBr	11	20	15	0	15
55	Stouten- burg	U	2	20	11	0	11
56	Tiel	Gld	17	20	12	1	11
57	Uden	NBr	14	20	8	0	8
58	Veghel	NBr	12	20	17	2	15
59	Venlo	L	51	20	17	1	16
60	Vlaardingen	ZH	62	20	11	0	11
61	Vlijmen	NBr	9	20	8	1	7
62	Vreeswijk	U	4	20	12	0	12
63	Wageningen	Gld	21	20	15	0	15
64	Weert	L	26	20	7	0	7
65	Wierden	O	14	20	12	0	12
66	Wisch	Gld	14	20	10	0	10
67	Wijhe	O	6	20	16	0	16
68	Zaandam	NH	47	20	16	1	15
69	Zeven- bergen	NBr	10	20	11	2	9
70	Zutphen	Gld	24	20	12	2	10
71	Zijpe	NH	6	20	10	1	9
72	Amster- dam	NH	870	174	136	13	123
73	Apeldoorn	Gld	100	20	10	1	9
74	Arnhem	Gld	120	24	13	3	10
75	Breda	NBr	100	20	12	1	11
76	Eindhoven	NBr	160	32	23	1	22
77	Enschede	O	120	24	18	0	18
78	's-Graven- hage	ZH	610	122	77	6	71
79	Groningen	Gr	140	28	19	3	16
80	Haarlem	NH	170	34	22	1	21
81	Hilversum	NH	100	20	15	0	15
82	Nijmegen	Gld	120	24	12	2	10
83	Rotterdam	ZH	720	144	91	4	87
84	Tilburg	NBr	130	26	15	2	13
85	Utrecht	U	250	50	43	4	39
-----	-----	-----	-----	-----	-----	-----	-----
	Totaal Total			2.182	1.382	85	1.297

[p. 334]

sprek. Als voorbeeld: Amsterdam met omstreeks 870.000 inwoners heeft 174 leden van de oorspronkelijke steekproef geleverd (5.000 × 174 = 870.000), Utrecht met 250.000 inwoners slechts 50 leden, enz.

Uit de overige gemeenten is een aantal uitgekozen op die wijze dat elke geselecteerde gemeente 20 personen zou bijdragen voor de oorspronkelijke steekproef en dat tevens elke gemeente in principe in de steekproef kon worden opgenomen met een kans die evenredig was aan het aantal inwoners.

In een alfabetische lijst van alle Nederlandse gemeenten werden de aantallen inwoners progressief opgeteld. Door loting werd uit de cijfers 0, 1, 2, ... 9, het cijfer 7 getrokken. Alle gemeenten waarbinnen een progressief totaal valt van 70.000 (men kon eveneens b.v. 7.000 nemen) plus een veelvoud van 100.000, werden in de steekproef opgenomen, behalve de gemeenten met, afgerond, meer dan 100.000 inwoners, die reeds in de steekproef (A) waren vertegenwoordigd. (Wij namen dus gemeenten waarbinnen het totaal 70.000 viel, hierna 170.000, dan 270.000, 370.000 enz. totdat de gehele lijst der Nederlandse gemeenten was afgewerkt.)

Tabel 2.4.1 geeft een overzicht van alle bij ons onderzoek betrokken gemeenten met het aantal inwoners en de quota die de desbetreffende gemeente in onze oorspronkelijke steekproef heeft bijgedragen.

De kans om in onze oorspronkelijke steekproef opgenomen te worden werd voor elke Nederlander (en elke persoon in Nederland woonachtig) gelijk gehouden, zowel in de grote steden als in kleinere gemeenten, nl. 1 op 5.000. Zoals echter blijkt uit de discrepantie tussen de kolommen 5 en 6 van de Tabel 2.4.1, eindigde de opbouw van de steekproef niet met het bepalen van de ‘probability-sample’. Het lag voor de hand dat de kinderen en de jeugdigen bij het onderzoek naar de rookgewoonten en drinkgewoonten niet zouden worden betrokken. Het leek ons onverantwoord deze groepen bij de enquête te betrekken zonder hun ouders om toestemming te vragen, hetgeen ons werk zou compliceren. Aan de andere kant waren we reeds bij de voorbereiding van het onderzoek op de hoogte van de enquête, die dokter Fokkens onder de scholieren zou houden¹.

Als laagste leeftijdsgrens is het bereiken van het 20ste jaar gehouden, d.w.z. mensen geboren na 1937 werden in onze uiteindelijke steekproef niet opgenomen. Deze uiteindelijke steekproef werd als volgt voorbereid:

Aan de secretaris van elke van de 85 voor onze enquête geselecteerde gemeenten werd door de Directeur van het Nederlands Instituut voor Praeventieve Geneeskunde een brief gezonden waarin de medewerking van de gemeente werd gevraagd voor ‘een onderzoek naar een aantal vragen welke met de algemene gezondheid in verband staan’. Toestem-

1 Zie O.Fokkens, De Ontwikkeling van Rookgewoonten bij de Jeugd, Utrecht, 1960.

[p. 335]

ming werd gevraagd om de registers - zo mogelijk kosteloos - te raadplegen teneinde een aantal personen op een ‘willekeurige’ wijze uit de registers te lichten. Het bezoek van een der onderzoekers werd op deze wijze aangekondigd en geïntroduceerd. De medewerking van de gemeenten bleek inderdaad bijzonder groot te zijn; er werd begrip getoond voor de wetenschappelijke aard van ons werk. Met twee of drie uitzonderingen werd aan de onderzoeker toegestaan zelf de steekproef te trekken. Dit geschiedde door het uitlichten van kaarten (blindelings, teneinde de onbewuste selectie van mannen of vrouwen te voorkomen, voor wie verschillend gekleurde kaarten in de registers aanwezig zijn), op afstanden die ongeveer het vereiste fragment van de ganse bevolking vormden dat men moest verkrijgen. Personen geboren na 1937 werden teruggelegd, van de resterende personen werden de personalia overgenomen. Men hoopte door aselecte werkwijze het aantal jeugdigen evenredig te houden aan de bezetting van de cohortes in de desbetreffende gemeenten; daar het geboortencijfer varieert van plaats tot plaats, hoopte men binnen de grenzen aangegeven door de wet der grote getallen een representatief beeld van de volwassen bevolking te krijgen.

De methode van het prikken op vaste afstand is niet zonder aarzeling gekozen. Daar we echter de waarschijnlijkheid, dat de alfabetische volgorde der kaarten zou correleren met een der basisvariabelen van het onderzoek, gering achtten, is hiertoe gemakshalve besloten. (In tegenstelling tot b.v. de Verenigde Staten is onze bevolking niet uit etnische groeperingen samengesteld die sterk met de beginletters van de namen correleren: M met het Schotse en O met het Ierse bevolkingsdeel.)

In de drie gemeenten waar de onderzoekers niet zelf de keuze van hun respondenten mochten bepalen is aan het personeel ter secretarie een schriftelijke instructie ter hand gesteld teneinde de uniforme selectie te waarborgen.

De medewerking van de gemeenten bleek bijzonder goed en prompt te zijn. Het verloop van het onderzoek kan als volgt worden samengevat:

Eind 1957: theoretische voorbereiding van het onderzoek; officiële toestemming van de leiding van het Nederlands Instituut voor Praeventieve Geneeskunde om een landelijke enquête naar rook- en drinkgegewoonten te houden;

januari-maart 1958: opbouw van de vragenlijst; het ontwerpen van het steekproefplan;

april-juni 1958: het toetsen van de vragenlijst door middel van een proefenquête; het trekken van de aselecte steekproef uit de 85 gemeenten; het aanwerven van de enquêteurs.

juli 1958: het adstrueren van de enquêteurs; eerste interviews.

[p. 336]

2 augustus 1958: 589 ingevulde vragenlijsten; 28 weigeringen;

9 augustus 1958: 714 ingevulde vragenlijsten; 41 weigeringen;

16 augustus 1958: 820 ingevulde vragenlijsten; 50 weigeringen;

21 augustus 1958: 933 ingevulde vragenlijsten; 51 weigeringen;

20 september 1958: 1.187 ingevulde vragenlijsten; 68 weigeringen;

22 januari 1959: 1.297 ingevulde vragenlijsten; 85 weigeringen.

september-oktober 1958: coderen van de handsorteerkaarten.

november-december 1958: coderen van de Hollerith-kaarten.

januari 1959: ponsen van de Hollerith-kaarten.

februari 1959-juli 1960: tabellarisch rangschikken van gegevens; berekenen van percentages; constructie van schalen; eerste evaluatie van verbanden.

augustus 1960: eerste plannen voor een elektronische bewerking.

december 1960: factoranalyse en de systematische analyse van partiële correlaties.

januari 1961-september 1962: additionele berekeningen en schrijven van dit rapport.

Dit korte overzicht zou de valse indruk kunnen wekken alsof de weigeringen in bepaalde tijdsperioden waren geconcentreerd en het afnemen van de interviews na september 1958 op bijzondere weerstanden van de respondenten zou stuiten. We dienen echter te bedenken dat de meeste enquêteurs voor een bepaald rayon werden aangetrokken en dat de resterende ‘interviewees’ later uit een centraal punt moesten worden bereikt. Het lukte immers niet alle respondenten in de korte periode van een of twee weken thuis aan te treffen (vakantie-afwezigheid, ziekte) zodat de onderzoekers in een aantal gevallen moesten terugkeren; dit echter ten tijde toen reeds het grootste aantal enquêteurs alweer aan de studie was en voor het onderzoek niet meer beschikbaar. Het feit dat sommige ‘weigeraars’ meerdere keren werden benaderd voordat men hun definitieve ‘neen’ vernam en van verdere contacten afzag, veroorzaakte de schijnbare concentratie van de weigeringen tegen het einde van de enquêteperiode.

Het tijdsaspect dient nog om andere redenen in het methodologische kader geplaatst te worden. In de eerste plaats moeten we bedenken dat de enquête voornamelijk in de zomermaanden, d.w.z. tevens de vakantiemaanden, werd gehouden. Dit had waarschijnlijk minder invloed op het uiteindelijk aantal weigeringen dan op de kwaliteit van de responsies op bepaalde vragen. Naast de vragen wat men ‘meestal’ of ‘gebruikelijk’ drinkt of rookt, hadden we ook de vragen omtrent hetgeen men in de afgelopen periode (de week, ‘gisteren’, enz.) gedaan of gebruikt heeft. Bij de interpretatie van de responsies dient met de periode waarin de enquête gehouden werd terdege rekening te worden gehouden. Vooral die hande-

[p. 337]

lingen en gewoonten waarbij de jaarlijkse cyclus een rol speelt, moeten wat voorzichtiger worden geïnterpreteerd.

Dit alles brengt ons reeds tot de belangrijkste vraag van deze methodologische uiteenzetting, nl. naar de betrouwbaarheid en de representatieve aard van onze steekproef. De 85 personen die aan onze enquête weigerden mee te werken vormen 3,9% van de oorspronkelijke steekproef van 2.182 personen, maar niet minder dan 6,15% van het aantal 1382 werkelijk te interviewen volwassen mannen en vrouwen. In hoever vermindert deze groepering van niet bereikte personen de representatieve aard van ons werk? In welke mate is het trouwens verantwoord de bevindingen opgedaan bij nog geen dertienhonderd mensen te generaliseren voor de ganse volwassen bevolking van omstreeks 6,9 miljoen?

Daar we alle aandacht hebben besteed om bij de keuze van de respondenten strikt aselect te werk te gaan, was de weigering van bepaalde personen de voornaamste bron van onze onzekerheid. Hier kwam nog bij dat onze oorspronkelijke steekproef niet een zuiver aselecte steekproef (‘strictly random sample’) is geweest, maar eigenlijk in twee fasen was opgebouwd. Dit bracht het probleem met zich van de mogelijke vertekening door het feit dat rokers en niet-rokers, wijndrinkers en bierdrinkers, aangepaste en onaangepaste mensen niet noodzakelijk evenredig over de Nederlandse gemeenten verspreid zijn; het was mogelijk dat er in bepaalde gemeenten concentraties van één der door ons onderzochte categorieën mensen waren. Daar we slechts omstreeks 8,5% van alle Nederlandse gemeenten bij ons onderzoek betrokken, zou dan de kans bestaan dat er of te weinig of te veel mensen van een bepaalde groep zouden komen. We zouden, met andere woorden, het ‘clustering-effect’ moeten trachten te beramen en indien mogelijk, corrigeren.

De gegevens die we over elk lid van de te interviewen steekproef uit de bevolkingsregisters verzameld hadden, maakten het mogelijk de vertekening ontstaan door de weigeraars te evalueren, of althans in bepaalde opzichten de grootte van de ontstane afwijking te bepalen. Daar de groep weigeraars slechts betrekkelijk weinig afsteekt bij het gebruikelijke waarschijnlijkheidscriterium (6,15% vergeleken met de gebruikelijke 5%-foutenmarge), ligt het voor de hand dat de groepering weigeraars in bepaalde opzichten geheel verschillend zou moeten zijn van de groep respondenten, voordat we tot een significante vertekening van onze resultaten zouden moeten concluderen (50% verschil in de samenstelling van de weigeraarsgroepering betekent immers slechts een 3,6% afwijking van de oorspronkelijke aselecte steekproef, d.w.z. de helft van 6,15%). De vergelijking van beide groeperingen, respondenten en weigeraars, is in de volgende Tabel 2.4.2 samengevat.

[p. 338]

Tabel 2.4.2 Respondenten en weigeraars naar geslacht, leeftijd, burgerlijke staat en enkele andere kenmerken Table 2.4.2 Respondents and refuses; by sex, marital status and some other characteristics
Specificatie Specification	Respondenten Respondents		Weigeraars Refusers	Verschil Difference	Significantie van verschil^1 Significance of difference
	Aantal Number	%	Aantal Number	%	%
Geslacht Sex	1.297	100	84^2	100
Mannen Men	616	47	35	42	-5
Vrouwen Women	681	53	49	58	+5	n.s.
Geboorte- jaar Year of birth	1.297	100	84	100
1937-1933	138	10,5	4	5	-5,5
1932-1928	154	12	5	6	-6
1927-1918	309	24	14	16,5	-8
1917-1908	249	19	24	29	+10
1907-1898	219	17	20	24	+7	P < .05
1897-1888	151	11,5	11	13	+1,5
1887-	76	6	6	7	+1
onbekend unknown	1
Burgerlijke staat Marital status	1.297	100	84	100
Ongehuwd Single	231	18	8	9,5	-8,5	n.s.
Gehuwd Married	985	76	64	76,5	+0,5
Andere sub- categorieën Other sub- categories	81	6	12	14	+8
Kerk- genootschap Religious deno- mination	1.297	100	84	100
R.-K. Roman Catholic	544	42	30	36	-6
N.H. Dutch Reformed	306	24	26	31	+7
Gere- formeerd Calvinist Church	105	8	10	12	+4	n.s.
Andere Other	41	3	7	8	+5
Geen Without	301	23	11	13	-10
Beroep Occupation	1.297	100	84	100
Zonder Without	24	2	8	9,5	+7,5
Huisvrouw Housewife	485	38	35	41,5	+3,5
Werkgevers, vrije beroepen, onderwij- zend personeel Employer, professional teaching job	103	8	7	8	0	n.s.

1 Berekend met toepassing van de Chi-kwadraattest.
Computed by applying the Chi-square test.

2 Een voorpagina van een vragenlijst werd vermist tijdens de bewerking. One title page was missing.

[p. 339]

Specificatie Specification	Respondenten Respondents		Weigeraars Refusers		Verschil Difference	Significantie van verschil Significance of difference
	Aantal Number	%	Aantal Number	%	%
‘Middenstand’ ‘Middle Class’	249	19	13	15,5	-3,5
Werknemers Employees	374	28	18	21	-7
Andere Other	62	5	3	3,5	-1,5
Gemeente- grootte Size of Community	1.297	100	84	100
100.000 inw. en meer 100.000 inhabitants or more	465	36	40	47,5	+11,5	P < .05
Kleinere gemeenten Smaller commu- nities	832	64	44	52,5	-11,5

We bemerken dat de weigeraars betrekkelijk evenredig verspreid zijn over de zes basisvariabelen die wij voor onze vergelijking hebben gebruikt. Van ernstige verstoring van de representatieve aard van de steekproef zou pas dan sprake kunnen zijn indien door het proces van weigeren zestig à zeventig personen aan één subcategorie zouden worden onttrokken of hieraan toegevoegd. Reeds een oppervlakkige inspectie van Tabel 2.4.2 leert ons dat dit nergens het geval is geweest. Gezien het kleine totaal van de weigeraars (85, resp. 84 in onze tabel) zou dit betekenen dat de weigeraars geheel uit tegenovergestelde categorieën werden gerekruteerd dan de respondenten, dat de cijfers in de desbetreffende kolommen ‘omslaan’. Zelfs de subcategorie t.a. waarvan de groepering van weigeraars het meest afwijkt van de respondenten, die van personen geboren in 1917 en eerder, onttrekt slechts 15 personen boven de verwachte quota aan de door ons te interviewen steekproef (dit is slechts 1,1% van de 1.381 personen die we wensten te bereiken en nog geen 1,2% van de werkelijk door on bereikte steekproef).

Het boven vermelde wil echter niet zeggen dat er geen belangrijke tendensen tot weigering uit onze tabel kunnen worden afgelezen. Zoals uit het verschil tussen de percentages weigeraars en respondenten blijkt, waren er meer vrouwen, meer oudere personen, meer gescheidenen en weduwnaars, meer Nederlands Hervormden en Gereformeerden (tevens meer onkerkelijken), meer personen uit lagere standen en meer bewoners van de grote steden onder de weigerende groepering. Hoewel slechts het leeftijdsverschil en de gemeenteklasse statistisch significant bleken te zijn en hoewel het verschil m.b.t. de burgerlijke staat door leeftijdsverschil schijnt medeveroorzaakt, zijn deze vastgestelde tendensen methodologisch zeer leerzaam. Vergelijken we nl. Tabel 2.4.1 met Tabel 2.4.2 dan zien we dat de geconstateerde afwijking geheel in dezelfde richting gaat. Zowel onder de respondenten als onder onze enquêteurs bevinden zich waar-

[p. 340]

schijnlijk wat meer jeugdigen, ongehuwden, mannen, personen uit hoger sociaal milieu en personen afkomstig uit kleinere gemeenten. Al dachten we door middel van onze steekproefopzet de gebruikelijke vertekening, die de ‘quota-sampling’ karakteriseert, te vermijden, dit is slechts gedeeltelijk gelukt. Zonder de representatieve aard van onze steekproef aan te tasten, speelde de samenstelling van de enquêteursgroep waarschijnlijk een rol bij het proces van het verzamelen der gegevens. Van hun gelijken verkregen zij waarschijnlijk betere medewerking dan van personen die in sociaal opzicht veel verschilden. Deze onbewuste vertekening van de resultaten der publieke-opinie-onderzoekingen, daar waar de keuze der respondenten uiteindelijk aan de enquêteurs werd overgelaten, is reeds gesignaleerd en onderzocht door anderen. (Merton heeft de grotere responsie van de gelijksamengestelde groeperingen ‘het principe van homifilie’ genoemd)¹. Het schijnt dat niet slechts de selectie maar ook de poging der weigeraars ‘om te praten’ van deze sociaal-psychologische factoren afhankelijk zijn. Tenslotte nog een woord van rechtvaardiging: we hebben de invloed van de samenstelling der enquêteurs wel vermoed en geanticipeerd. Opererend uit één der stedelijke centra in het protestantse westen des lands, waren we bezorgd over de responsiebereidheid van voornamelijk de rooms-katholieke groeperingen in het Zuiden. Door de spontane medewerking van de studenten uit Limburg en Brabant zijn deze zorgen niet alleen teniet gedaan maar zelfs overgecompenseerd.

De zes variabelen, vermeld in de Tabel 2.4.2, geven ons uiteraard geen zekerheid dat onze steekproef in andere opzichten niet door de weigering is verstoord. We dienen echter te bedenken dat in de introductie met opzet niet is gerept van de uiteindelijke doelstelling van het onderzoek en dat het onderzoek in kleinere gemeenten bijzonder arbeidsintensief verliep (meestal binnen enkele achtereenvolgende dagen) zodat de weigering op grond van negatieve instelling t.o.v. de ondervraging onwaarschijnlijk is. Wel konden enkele personen in de instelling die het onderzoek uitvoerde een reden vinden tot weigering (enkele Gereformeerde subgroeperingen hadden bezwaren tegen het woord ‘preventie’ dat in de introductie vermeld werd; zie Bijlage 2). Beschouwen we de zes variabelen, ten opzichte waarvan de vergelijking van de twee groeperingen is uitgevoerd als zijnde aselect gekozen uit alle andere mogelijke variabelen, dan versterkt het resultaat van onze vergelijking het vertrouwen dat door weigeringen geen noemenswaardige vertekening van onze steekproef is ontstaan.

1 Herbert Hyman (c.s.), Interviewing in Social Research, The University of Chicago Press, 1954. Ook Mark Benney c.s. in the American Journal of Sociology, LXII, blz. 143-152; deze gehele aflevering is aan het interviewen besteed. Ook: Robert N. Merton, Social Theory and Social Structure, Glencoe, 1957.

[p. 341]

Ons vertrouwen is echter ook dan slechts gebaseerd op de gegevens via de steekproef zelf verzameld. Om de betrouwbaarheid van onze onderzoekresultaten te schatten, zou het wenselijk zijn een objectief, d.w.z. van onze werkwijze onafhankelijk, criterium toe te passen. Indien we b.v. de samenstelling van onze uiteindelijke steekproef in bepaalde opzichten konden vergelijken met de samenstelling van de Nederlandse bevolking zoals bekend aan de hand van gegevens van het Centraal Bureau voor de Statistiek, zou dan niet ons inzicht verdiept worden in de representatieve aard van ons werk?

Nu is het aantal parameters die vergelijkbaar zijn met onze steekproef niet al te groot. In het Statistisch Zakboek 1958 treffen we twee tabellen aan die de gegevens bevatten omtrent de bevolking van 20 jaar en ouder, nl. Tabel 8 en Tabel 10. Uit de eerste leren we dat het aantal personen beneden 20 jaar in 1957 37,8% van de ganse bevolking was. Dat wil zeggen dat bij het begin van ons onderzoek het percentage van de volwassen bevolking (20 jaar en ouder) 62,2% bedroeg. Indien we het totaal van kolom 6 in onze Tabel 2.4.1 delen door het totaal van kolom 5 dan verkrijgen we 1.381/2.182 = 0,633, d.w.z. 63,3%. Dit getal is slechts 1 percent hoger dan het percentage voor de ganse bevolking door het C.B.S. opgegeven. Het vormt tevens een rechtvaardiging van de door ons gevolgde werkwijze waarbij we de kaarten van de jeugdigen in de bevolkingsregisters teruglegden in het vertrouwen dat de verhouding van jeugdigen tot volwassenen door de aselecte keuze goed uit zou komen.

Terwijl Tabel 8 van het Zakboek 1958 ons in staat stelt de aselecte werkwijze bij het trekken van de steekproef te controleren, maakt Tabel 10 een vergelijking van meerdere parameters mogelijk waardoor we inzicht krijgen in de mate van afwijking ontstaan door de ‘sampling’ als geheel. Volgens de gegevens van het C.B.S. bedraagt het percentage van gehuwden onder de volwassen mannen (van 20 jaar en meer) 72,65%, volgens onze eigen gegevens 76,6% dus 3,9% meer. Hetzelfde percentage voor de volwassen vrouwen is volgens het C.B.S. 69,95%, volgens onze steekproef 68,6%, een afwijking van 1,35%.

In de Maandstatistiek van de bevolking 1959 (W. de Haan, 1959, blz. 199) vinden we gegevens over de samenstelling van de bevolking in de gemeenten met 100.000 inwoners op 31 december 1958, naar leeftijd gerangschikt. Hieruit lezen we dat onder bewoners van de grote steden de verhouding van mannen en vrouwen 48,9% tot 51,1% was; het desbetreffende percentage in onze steekproef bedroeg 48,4% tot 51,6%; dit is slechts ½% minder voor de mannen (dus vertekening in de tegenovergestelde richting dan te verwachten aan de hand van de weigeringen), een verschil dat praktisch te verwaarlozen is. Volgens dezelfde bron bedraagt het percentage van Nederlanders ouder dan 19 jaar, woonachtig in de

[p. 342]

gemeenten met 100.000 en meer inwoners: 32,3% van de totale bevolking. Onze steekproef geeft de waarde van 35,8% aan, dit is 3,5% meer. Dit verschil is eveneens in tegenovergestelde richting dan aan de hand van de weigeringen was te verwachten. De vergelijking van de statistische waarden verkregen door middel van onze steekproef met de bevolkings-parameters geeft een bijzonder gunstig beeld. De geconstateerde verschillen blijven allemaal onder het niveau van 5%.

Deze vergelijking geeft ons echter nog geen zekerheid dat ook ten aanzien van de andere, onbekende variabelen, de samenstelling van onze steekproef overeenkomt met de samenstelling van de normale Nederlandse bevolking. Indien een zeker kenmerk met een bepaalde frequentie in onze steekproef voorkomt, welke zekerheid hebben we dat ook de bevolking in dezelfde mate door dit kenmerk wordt gekarakteriseerd? Binnen welke grenzen van betrouwbaarheid kunnen we de gevolgtrekkingen op de steekproefwaarnemingen gebaseerd generaliseren tot het universum, de volwassen bevolking in Nederland?

Het is bij het oplossen van dit oude vraagstuk der inductie dat we dankbaar gebruik hebben gemaakt van hetgeen de moderne statistiek ons op dit gebied te bieden heeft. Door de overschrijdingskansen van de variabelen te bepalen kan de inductieve statistiek ons zo niet de zekerheid dan toch de waarschijnlijkheid aangeven van het voorkomen van een kenmerk met de vastgestelde frequentie (of, nog nauwkeuriger, binnen de van tevoren te schatten spelingmarge rond deze frequentie) in de bevolking. Zoals reeds boven aangeduid was het echter in onze ogen niet verantwoord om de statistische werkwijze bestemd voor het werken met strikt aselecte steekproeven te gaan toepassen op onze complexe steekproef. Hoewel de kans voor elke Nederlander om in onze steekproef opgenomen te worden gelijk werd gehouden, zou het feit dat we de proefpersonen slechts uit 85 gemeenten en niet uit een volledige lijst van de bevolking hebben getrokken waarschijnlijk tot een afwijkend resultaat leiden. Het effect van ‘clustering’, van concentratie in bepaalde gemeenten moest worden opgevangen. We prijzen ons gelukkig dat Drs. Ch.A.G. Nass niet slechts de grote steden in onze steekproef wist op te nemen maar tevens met het ontwerpen van de steekproef ons een techniek in handen heeft gesteld, die het mogelijk maakte het ‘clustering-effect’ te ramen. De door hem voorgestelde covariantieberekening die ons in staat stelt de variantie binnen de gemeentecategorieën te bepalen dient tot het vaststellen van de overschrijdingskansen van variabelen en tevens tot het bepalen van de standaardfout van de proporties. Dit laatste maakt het mogelijk de verbanden tussen twee variabelen dusdanig te toetsen dat in het berekende significantieniveau het ‘clustering effect’ reeds is verdisconteerd.

De beschrijving van de gevolgde methode volgt verder op (2.7); hier

[p. 343]

willen we slechts de resultaten van enkele berekeningen vermelden teneinde de lezer een indruk te geven van de mate van betrouwbaarheid van onze steekproefgegevens.

In een vroege fase van het onderzoek is het percentage rokers berekend op 56,7% voor de gehele bevolking. Het was wat hoger voor de grote gemeenten (60,7%) dan voor de kleinere gemeenten (54,5%). De desbetreffende waarden van de standaardfout bedroegen respectievelijk 1,7% (voor de gecombineerde steekproef), 2,25% (voor de gemeenten met 100.000 inwoners en meer) en 2,27% voor de kleinere gemeenten. We kunnen redelijk zeker zijn dat het percentage rokers in de werkelijke bevolking binnen de marge ligt aangegeven door de dubbele standaardfout in beide richtingen rond de gevonden waarde. Voor de ganse Nederlandse bevolking betekent dit dat het percentage rokers zich ergens tussen 53,3% en 60,1% zal bewegen; onder stedelingen zullen er 56,2% à 65,2% rokers zijn, onder de bewoners van kleinere plaatsen ligt de waarde ergens tussen 50% en 59%. De kans dat elk van deze uitspraken onjuist zou zijn is 1 op 20 (d.w.z. voor zover de juistheid slechts van de steekproef afhankelijk is, zouden we gemiddeld meer dan twintig keer het procédé van sampling moeten herhalen om een afwijking te vinden die buiten de door ons aangegeven grenzen zou vallen).

De lezer mag zich afvragen of de foutenmarge van bijna 7% voor de totale bevolking niet te hoog is; hij mag teleurgesteld zijn dat het onderzoek niet tot nauwkeuriger resultaten heeft geleid. Hij bedenke echter dat er wel degelijk mogelijkheden waren om de nauwkeurigheid van de enquête te verhogen: 1. men had meer gemeenten bij ons onderzoek kunnen betrekken (daarbij het totaal aantal te interviewen personen ongewijzigd latend); 2. men had het aantal te interviewen personen hoger kunnen stellen. Beide methoden houden echter een aanzienlijke stijging van de kosten van het onderzoek in. We menen dat in onze tegenwoordige steekproefopzet een redelijk evenwicht is gehouden tussen de quota's te interviewen personen en het aantal gemeenten (dat wil hier zeggen: de grootte van het ‘clustering effect’), en dat van het standpunt van steekproefefficiëntie het beschikbaar gestelde bedrag goed is besteed¹.

Tenslotte een woord van waarschuwing: het bovenbeschreven voorbeeld dient slechts ter illustratie. De foutenmarge van 7% die we voor de rookgewoonten hebben vastgesteld, dient niet gegeneraliseerd te worden voor alle variabelen bij ons onderzoek betrokken. Naarmate een variabele een grotere mate van spreiding over de Nederlandse gemeen-

1 Voor een goede uiteenzetting omtrent het verband tussen de kostenfactor en de wetenschappelijke precisie in ‘survey-research’ zie: Leslie Kish, ‘Selection of the sample’ in L. Festinger, D. Katz, Research Methods in the Behavioral Sciences, New York, 1953, hfdst. 5.

[p. 344]

ten vertoont, zal ook het clustering-effect sterker en de foutenmarge groter zijn. Het is echter gebleken dat de rookgewoonten een betrekkelijk sterke spreiding vertonen (vrouwen in de steden roken meer dan ten plattelande) en dat ons voorbeeld in dit opzicht niet slecht gekozen is. Daar het hier tevens een der centrale variabelen van ons onderzoek betreft, is de keuze en de plaatsing van deze variabele op deze plaats alleszins verantwoord.