Broers en zussen: Rivalen voor het leven?

Het effect van het hebben van broers en zussen en van geboorterang op de

sterftekans van vijftig-plussers (arrondissement Antwerpen, 1846-1910)

Robyn Donrovich, Paul Puschmann, Koen Matthijs & Ward Neyrinck

Gepubliceerd in: Koen Matthijs, Paul Puschmann, Angélique Janssens & Hilde Bras (Red.)

(2013), Gender en/ in historische demografie (p 103-128). Leuven/ Den Haag: Acco.

1 Inleiding

Een toenemend aantal medische en demografische studies suggereert dat er een verband is

tussen de levensomstandigheden waarin kinderen opgroeien en hun levensverwachting (Alter

& Oris 2005; Bengtsson & Mineau 2009; Smith e.a. 2009). Welke mechanismen er achter dit

verband schuil gaan, is nog niet volledig duidelijk. Wel zijn onderzoekers in staat geweest om

een aantal factoren tijdens de kindertijd aan te wijzen die met hogere post-reproductieve

sterftekansen verband houden. Het gaat hier onder meer om gebrek aan voedsel, en

blootstelling aan infectieziektes en giftige stoffen (Elo & Preston 1992; Hayword & Gorman

2004; Haas 2008). Dergelijke factoren verhogen de risico’s op chronische aandoeningen die

wederom voor een verlaagde levensverwachting zorgen. In het geval van infectieziektes kan

het ook zo zijn dat men tijdens de kinderjaren besmet raakt, maar dat men pas op veel latere

leeftijd ziek wordt. De incubatietijd van tyfus en cholera kan bijvoorbeeld tot enkele decennia

oplopen (Elo & Preston 1992).

Veel studies over het verband tussen vroege leefomstandigheden en post-reproductieve

sterftekansen wijzen op de cruciale rol van het gezin waarin kinderen opgroeien. Het

socialisatieproces van kinderen lijkt bijvoorbeeld van groot belang te zijn. De wortels van

risicovol gedrag van volwassenen kan (gedeeltelijk) teruggevoerd worden op de kenmerken

en leefwijzen die gangbaar waren in het gezin waarin men opgroeide. Een lager

opleidingsniveau en een slechtere sociaal-economische positie van de ouders, alsmede een

ongezondere leefwijze kunnen aanleiding geven tot meer risicovol gedrag van kinderen

tijdens de volwassenheid. Dit risicovol gedrag in de vorm van onder meer roken,

alcoholmisbruik en ongezond eten vertaalt zich wederom in hogere sterftekansen in de post-

reproductieve levensfase (Hayword & Gorman 2004).

Ofschoon veel studies wijzen op het belang van gezinsvariabelen, is er nog niet zo veel

onderzoek gedaan naar de de manier waarop de samenstelling en interne dynamieken van het

gezin waarin men opgroeit, het welzijn, de gezondheid en de levensverwachting van kinderen

op latere leeftijd beïnvloeden. De studies die er zijn, suggereren dat belangrijke

gebeurtenissen en processen binnen het gezin, alsmede de aanwezigheid, dan wel afwezigheid

van bepaalde leden van cruciaal belang zijn. Zo zou een echtscheiding van de ouders een

negatieve invloed hebben op de mentale gezondheid en de levensverwachting van mannen op

latere leeftijd (Hansagi, Brandt & Andréasson 2000). Ook kinderen die in gezinnen met veel

conflict opgroeien, worden geconfronteerd met een lagere levensverwachting op latere

leeftijd. Kinderen uit conflictrijke gezinnen worden blootgesteld aan stress, geweld en

emotionele en fysieke verwaarlozing. Hierdoor lopen zij reeds tijdens de adolescentie een

verhoogd risico op drugsgebruik en risicovol seksueel gedrag, met alle gevolgen van dien

voor hun gezondheid (Repetti, Taylor & Seeman 2002).

Ook lijkt de aanwezigheid, dan wel afwezigheid van ouders, grootouders, broers en

zussen van belang te zijn, althans toch voor overlevingskansen van zuigelingen en kinderen.

De dood van de moeder leidt bijvoorbeeld in heden en verleden tot sterk verhoogde

sterftekansen van kinderen. In het verleden was het effect met name heel sterk voor

zuigelingen, o.a. omdat er geen goed alternatief voor borstvoeding bestond. De dood van de

vader lijkt daarentegen de overlevingskansen van kinderen nauwelijks te beïnvloeden

(Beekink, Van Poppel & Liefbroer 2002). Grootmoeders langs moederszijde vergroten dan

juist wel weer de overlevingskansen van kinderen, zeker wanneer de grootmoeders zich in de

post-reproductieve levensfase bevinden en zorgtaken van de moeder kunnen overnemen

(Sear, Mace & McGregor 2000).

Terwijl er al heel wat onderzoek verricht is naar de directe gevolgen van de

gezinssamenstelling op de gezondheid, het welzijn en de sterftekansen van individuen, is er

tot op heden veel minder gekeken naar de mogelijke lange termijn gevolgen. In deze studie

richten wij ons specifiek op de invloed van het al dan niet hebben van broers en zussen op de

post-reproductieve sterftekansen van het individu. Wij kijken daarbij naar de invloed van

geslacht, geboorterang en het totaal aantal broers en zussen dat iemand heeft. De literatuur in

kwestie schetst twee mogelijke manieren waarop het al dan niet hebben van broers en zussen

iemands individuele sterftekansen kan beïnvloeden. Enerzijds is er het resource dilution

model, (Blake 1981, 1987; Hertwig et al 2002) dat stelt dat broers en zussen elkaar

beconcurreren in de strijd om beschikbare middelen binnen het gezin, anderzijds bestaat er

een heleboel literatuur waarin solidariteit onder broers en zussen onderstreept wordt. Vanuit

dat laatste perspectief zou een groot aantal broers, en met name zussen, juist een positieve

invloed kunnen hebben op iemands post-reproductieve sterftekansen, omdat er op oudere

leeftijd veel mensen zijn die zorg voor je kunnen dragen (Rasulo, Christensen & Tomassini

2005). Daarom kijken we in onze bijdrage ook specifiek naar de aanwezigheid van broers en

zussen op latere leeftijd.

Het arrondissement Antwerpen is een ideale casus om de evolutie van de

levensverwachting van manen en vrouwen in de tweede helft van de negentiende en het begin

van de twintigste eeuw te bestuderen, omdat er zich daar toen grote veranderingen voordeden:

daling van de sterfte- en geboortecijfers, bevolkingsveroudering, familialisering van

gezinsrelaties, emotionalisering van het moederschap, toenemende aandacht voor de positie

van het kind, etc. De Antwerpse COR*-database is een goede bron om de evolutie van de

sterftekansen te bestuderen vanuit levensloopperspectief (Matthijs & Moreels 2010). In die

database is informatie over de levensloop van individuen gekoppeld aan familierelaties binnen

en buiten het huishouden. Dat laat toe na te gaan of iemands aantal broers en zussen en de

geboorterang een invloed hadden op de post-reproductieve sterftekans.

Dit hoofdstuk is als volgt ingedeeld. Allereerst bespreken we de historische context

waarin de onderzoekspersonen leefden. Vervolgens gaan we dieper in op de theorievorming

omtrent de invloed van broers en zussen en geboorterang op individuele sterftekansen. Daarna

bespreken we de data die aan de basis ligt van het onderzoek en lichten we de variabelen toe

die meegenomen worden in de analyse. Aansluitend leggen we de toegepaste methode nader

toe en bespreken we de resultaten van het onderzoek. Tot slot proberen we de resultaten te

duiden en gaan we nader in op de belangrijkste beperkingen van deze studie.

2 Historische context

Gedurende de tweede helft van de negentiende en het begin van de twintigste eeuw onderging

Vlaanderen, net als de rest van West-Europa, grote sociale en culturele veranderingen.

Processen zoals de demografische transitie, urbanisatie, industrialisatie, andere vormen van

mobiliteit, de reorganisatie van de stedelijke leefomgeving en de beginnende opkomst van de

verzorgingsstaat, veranderden de samenleving (Van der Wee & Aerts 1997; McKay, Hill &

Buckler 2003). Agrarische plattelandssamenlevingen, gekenmerkt door hoge geboorte- en

sterftecijfers, veranderden in stedelijke, industriële samenlevingen met lage geboorte- en

sterftecijfers. De negentiende-eeuwse sterftedaling was onder meer het resultaat van de

toename van de voedselproductie (door verbeteringen in de landbouw, maar ook door import

van overzeese levensmiddelen), medische vooruitgang (onder meer de komst van het

pokkenvaccin) en verbeteringen op het vlak van hygiëne (zoals rioleringen en waterleidingen)

(Livi-Bacci 2012). De arbeidsomstandigheden en de levensstandaard verbeterden, ook voor

arbeiders (Lindert & Williamson 1983; Van der Wee & Aerts 1997). De meeste historici zijn

het er over eens dat de negentiende-eeuwse sociaal-economische, demografische en

technologische veranderingen niet tot lineaire vooruitgang leidden. Sommige sociale groepen

ondergingen eerst zelfs een verslechtering van hun leef- en werkomstandigheden (Feinstein

1998). Volgens Van der Wee & Aerts (1997) lag de levensstandaard in België in de periode

1820-'50 lager dan in de periode 1760-'90. Bovendien was fabrieksarbeid geen pretje.

Arbeidsdagen waren lang en arbeiders moesten hun werktempo aanpassen aan het ritme van

de machines. Men verloor de autonomie die men voordien in de landbouw en de

plattelandsnijverheid had genoten. Kinderarbeid was aanvankelijk niet verboden, en dat had

negatieve gevolgen voor hun lichamelijk en geestelijk welbevinden.

De combinatie van hoge bevolkingsdichtheid en slechte hygiëne (het ontbreken van zuivere

drinkwater, riolering en afvalverwerking) zorgde voor geregeld terugkerende epidemieën,

zoals cholera en tyfus, die vaak vele levens eisten. Bovendien vervuilden fabrieken de

stadslucht. Urbanisatie en industrialisering worden dan ook in verband gebracht met het feit

dat de levensverwachting, die al sinds de achttiende eeuw aan het stijgen was, in het midden

van de negentiende eeuw stagneerde en voor sommige groepen en regio's zelfs daalde (Szreter

1988). Door de sterke toestroom van plattelandsmigranten verslechterde de hygiëne in de

steden. In verschillende Europese landen nam de zuigelingensterfte in de periode 1840-'70

zorgwekkend toe. Zowel tijdgenoten als historisch-demografen brengen dat in verband met

het feit dat moeders vaker buitenshuis werkten en daardoor minder vaak borstvoeding konden

geven. In een tijdperk waarin er geen gezonde alternatieven voor moedermelk waren, leidde

dat tot een stijging van spijsverteringsziektes onder baby’s met dodelijke afloop, vooral

tijdens warme zomermaanden (Damsma 1999; Engelen 2009).

Dankzij de inspanningen van de hygiënisten en lokale overheden werd de stedelijke

leefomgeving in de laatste decennia van de negentiende eeuw grondig gesaneerd en

verbeterden de leefomstandigheden daar. De inspanningen van de overheid wierpen snel

vruchten af: de frequentie en omvang van epidemieën nam af en de levensverwachting steeg

weer (Szreter 1988). De stedelijke sterftecijfers, die lange tijd hoger hadden gelegen dan die

op het platteland, daalden (Alter & Oris 2005). Maar ook op het platteland werd vooruitgang

geboekt. In België voerden lokale overheden een succesvolle strijd tegen de verspreiding van

ziektes door het droogleggen van moerasgronden (Devos 2006).

De stijging van de levensverwachting in de laatste decennia van de negentiende eeuw was ook

te danken aan een betere levensstandaard en meer en betere voeding (McKeown 1976). Aan

chronische ondervoeding kwam een einde dankzij vooruitgang in de landbouw, maar ook

dankzij voedselimport (Van der Wee & Aerts 1997). Het voedzamer dieet werd zichtbaar in

het feit dat de gemiddelde lichaamslengte van mensen steeg (Fogel 1986; Devos 2006).

Volgens Devos (2006) hangt de toename van de lichaamslengte niet alleen samen met betere

voeding, maar ook met de afname van infectieziekten. Wanneer jonge kinderen blootgesteld

worden aan infectieziektes, zal een deel van de energie die anders naar de groei gaat, nu

gebruikt worden ter bestrijding van ziektes. Dit heeft niet alleen een invloed op de bereikte

lichaamslengte, maar ook op de sterftekansen op latere leeftijd. Onderzoek leert dat een

toename van de lichaamslengte met één centimeter samenhing met een daling van de

volwassensterfte met 3,4% (Devos 2006).

De betere leefomstandigheden hadden ook te maken met betere arbeidsomstandigheden in de

fabrieken. Onder druk van de arbeidersbeweging werden politieke maatregelen getroffen om

de werkomstandigheden te verbeteren. Kinderarbeid werd verboden en het aantal

arbeidsdagen ingekort. De koopkracht van de arbeidersgezinnen steeg en de eerste vormen

van gestructureerde sociale zekerheid deden hun intrede (Van der Wee & Aets 1997). Ook de

inzet van machines kwam de levensverwachting ten goede, omdat voortaan minder zware

fysieke krachtinspanningen nodig waren (Riley 2001).

Ook op het vlak van gezin en huishouden veranderde er veel in de negentiende eeuw.

Romantische liefde werd een ongeschreven voorwaarde voor het huwelijk. Er vond een

zekere emotionalisering van het huwelijk en van het gezin plaats (Coontz 2005; Matthijs

2002). Tegelijkertijd zijn er aanwijzingen dat de familie een steeds belangrijkere rol begon te

spelen. Dat blijkt bijvoorbeeld uit het feit dat familieleden in Vlaanderen steeds vaker

optraden als huwelijksgetuigen (Matthijs 2003; 2006). Voor Nederland heeft Hilde Bras

(2011) laten zien dat met name broers en zussen geliefde huwelijksgetuigen waren. Dat duidt

er op dat laterale gezinsrelaties een belangrijke rol speelden in het leven van het individu.

Terwijl huiselijkheid een nieuw ideaal werd, verdwenen vrouwen meer en meer uit het

publieke leven. Zij concentreerden zich nu in eerste instantie op hun rol als echtgenote en

moeder (Badinter 1989). Men werd zich ook bewust van het feit dat borstvoeding de kansen

op zuigelingensterfte verkleinde (Damsma 1999). Mede daarom werd vrouwelijke

(fabrieks)arbeid ontmoedigd. Maar daarnaast vreesde men ook dat vrouwenarbeid tot

verloedering van de zeden zou leiden, aangezien gehuwde vrouwen de werkvloer deelden met

vreemde mannen (Damsma 1999). Samen leidden die factoren tot de opkomst/versterking van

het mannelijke kostwinnersmodel (Janssens 1998)

Steeds meer gehuwde koppels deden in die periode aan geboortebeperking, onder meer door

seksuele onthouding en coïtus interruptus. Terwijl ouders bewust voor minder kinderen

kozen, begonnen ze meer te investeren in het materiële en immateriële welzijn van hun

kroost. Er ging meer aandacht naar opvoeding en verzorging, en steeds meer kinderen gingen

naar school. Voor het eerst in de geschiedenis werd de kindertijd als een op zichzelf staande

fase in de levensloop beschouwd (Cunningham 2002). Kinderen moesten beschermd worden

door hun moeders, die zich geheel aan de verzorging en opvoeding van het nageslacht moest

wijden, maar ook de staat ging zich meer inlaten met het welzijn van kinderen. Het te

vondeling leggen, kinderverwaarlozing, kinderarbeid en het uitbesteden van de zorg aan

derden, werd door de overheid verboden en/of ontmoedigd (De Regt 1993). Parallel daarnaast

werden consultatiebureaus voor jonge kinderen opgericht en werd basisonderwijs verplicht.

3 Theoretisch kader en vorige onderzoek

De bestaande literatuur leert dat jeugdervaringen op twee manieren een effect kunnen hebben

op de post-reproductieve sterftekans. Het zogenaamde latency model stelt dat de gezondheid

van een volwassen persoon reeds op jonge leeftijd, zelfs in de baarmoeder, gedeeltelijk wordt

geprogrammeerd. Zo zou er een verband zijn tussen het leven van de foetus in de baarmoeder

en chronische ziektes op latere leeftijd. Barker (1994) heeft aangetoond dat ondervoeding van

vrouwen op kritische momenten tijdens de zwangerschap onder meer een negatief effect heeft

op de groei, de bloeddruk en de bloedsuikerspiegel van de foetus. Deze negatieve effecten op

het nog ongeboren kind verhogen reeds diens kansen op cardiovasculaire aandoeningen en

diabetes op latere leeftijd. Het levensloopmodel gaat er vanuit dat ook de omstandigheden

waarin een kind opgroeit (alsmede de omstandigheden waarin de volwassene leeft), effecten

hebben op de post-reproductieve sterftekans (Goldman 2001). Volgens beide modellen, die

elkaar overigens niet uitsluiten, kan het aantal broers en zussen dat iemand heeft, de post-

reproductieve sterftekansen beïnvloeden. Dat kan op verschillende manieren verlopen. Het

aantal broers en zussen kan een effect hebben op de kwaliteit en kwantiteit van de voeding, de

kansen om onderwijs te genieten, en de woonomstandigheden. Er kan ook een gendereffect

zijn, wat betekent dat het aantal broers en zussen de sterftekansen van mannen en vrouwen

anders (qua timing en intensiteit) beïnvloedt, en dat het hebben van zussen andere effecten

heeft dan het hebben van broers.

Het resource dilution model (Blake 1981, 1987; Hertwig et al 2002) stelt dat hoe meer

siblings iemand heeft, hoe minder economische middelen er gemiddeld per kind beschikbaar

zijn, en hoe lager hun levenskwaliteit. Dat heeft een grote impact op de latere gezondheid en

sterftekansen, zeker voor kinderen van lage sociale komaf. Verschillende studies hebben

aangetoond dat kinderen uit grote gezinnen slechter presteren inzake onderwijs dan kinderen

uit kleinere gezinnen, zowel qua behaald opleidingsniveau (Rosenzweig & Wolpin 1980;

Blake 1981; Hauser & Sewell 1986; Hanushek 1992; Hill & O’Neill 1994) als qua

ontwikkeling van cognitieve functies (Belmont & Morolla 1973; Wolfe 1982). Ook hebben

kinderen uit grotere gezinnen vaak een groter risico op neerwaartse sociale mobiliteit (Van

Bavel, Moreels, Van de Putte & Matthijs 2011). De gezinsinterne strijd om bestaansmiddelen

heeft mogelijk andere gevolgen voor jongens en voor meisjes. Alhoewel dat verschilt van

(sub)cultuur tot (sub)cultuur, worden jongens doorgaans bevoordeeld, omdat ze economisch

'belangrijker' zouden zijn voor de langetermijntoekomst. De 'achterstelling' van meisjes kan

ertoe leiden dat zij minder en slechter voedsel krijgen, en dat hun ouders minder in hun

opleiding investeren. Dat verklaart de vaak gerapporteerde oversterfte onder meisjes en

vrouwen (Das Gupta 1987; Devos 1994; Eggerickx & Tabutin 1994; Kennedy 1973; Klasen

1998; Puschmann 2008).

Ook de geboorterang heeft een effect op de post-reproductieve levensverwachting. Kinderen

met een lage geboorterang, en vooral eerstgeborenen, hebben betere overlevingskansen dan

kinderen met een hoge geboorterang (Coall et al. 2009; Van Bavel 2006). Er is ook

aangetoond dat volgende kinderen minder (goede) medische zorg (onder meer vaccinatie)

krijgen dan vorige kinderen (Hertwig et al. 2002). Ook hier speelt een gendereffect: meisjes

zouden minder vaak gevaccineerd worden (Van Poppel 2000).

Op basis van de vermelde overwegingen, worden drie hypotheses geformuleerd:

H1: Het aantal broers en zussen waarmee iemand opgroeit, hangt negatief samen met

de post-reproductieve sterftekansen. Kinderen zonder broers of zussen hebben de

laagste sterftekansen;

H2: Hoe hoger de geboorterang, hoe hoger de post-reproductieve sterftekans;

H3: De post-reproductieve sterftekansen van mannen worden minder beïnvloed door

geboorterang en door het aantal broers en zussen dan die van vrouwen.

4 Database en onderzoekspopulatie

De data is afkomstig uit de Antwerpse COR*-databank, een lettersteekproef uit de

bevolkingsregisters en de aktes van de burgerlijke stand (geboorte-, huwelijks- en

sterfteregisters) van het arrondissement Antwerpen uit de periode 1846-1920. De databank

bevat sociaaleconomische en demografische gegevens van 33.500 individuen waarvan de

achternaam met de letters COR begint. De databank laat toe de levensloop van individuen te

analyseren en familierelaties binnen en buiten het huishouden in de analyse te betrekken

(Matthijs & Moreels 2010).

Wij selecteerden 257 mannen en 277 vrouwen uit de COR*-database waarvan wij konden

vaststellen dat de moeder in het bevolkingsregisters van 1846 nog in leven was. Dit was een

noodzakelijke voorwaarde want broers en zussen worden geïdentificeerd op basis van het

identificatienummer van de moeder. Hierdoor was het mogelijk het aantal broers en zussen,

en de geboorterang van de onderzoekspersonen, vast te stellen. Enige kinderen werden in de

analyse opgenomen. Individuen zonder geboortedatum werden uitgesloten, maar

onderzoekspersonen wiens geboortejaar bekend was, werden wel opgenomen.1

5 Variabelen

1 Wanneer geboortemaanden en geboortedagen ontbraken, werden die op een eenvoudige manier geïmputeerd.

Wanneer we voor een onderzoekspersoon uitsluitend beschikten over het geboortejaar, kozen we 1 juli als

respectievelijk geboortedag en geboortemaand. Wanneer uitsluitend de geboortedag ontbrak, namen we de 15de

van de maand. Als alleen de maand ontbrak, kozen wij juni als geboortemaand. Dezelfde methode werd

toegepast voor ontbrekende sterftedatums.

Illegitimiteit. Deze variabele geeft aan of het om een echtelijke of een buitenechtelijke

geboorte gaat. De code 1 werd toegekend aan personen op wiens geboortecertificaat vermeld

werd dat het om een onwettige geboorte ging, de wettige geboortes kregen code 0.

Geboortecohort. Er zijn vier geboortecohorten: 1800-'29, 1830-'39, 1840-'49 en 1850-'59.

Geboorteplaats. Deze variabele heeft vier categorieën: stad, voorstad (semi-urbaan),

platteland en polder.

Epidemie. Deze variabele geeft aan of er in het geboortejaar een epidemische ziekte in

Antwerpen plaatsvond die meer dan vijfhonderd dodelijke slachtoffers eiste. Indien dat niet zo

was, werd de variabele als code 0 gecodeerd, indien dat wel het geval was, als 1. Epidemische

ziektes zijn onder meer cholera, malaria, mazelen, pokken en tyfus. Informatie over

Antwerpse epidemische ziektes is te vinden in Kruithof (1964).

Aantal broers en zussen. Het totaal aantal broers en zussen van de onderzoekspersonen bevat

alle levende en niet-levende broers en zussen, inclusief doodgeboren kinderen. De variabele

heeft de volgende categorieën: 0 (enig kind), 1 broer of zus, 2 of 3 broers en zussen, en ten

slotte 4 of meer broers en zussen (zie tabel 1 voor de verdeling).

- Hier tabel 1 -

Geboorterang. Deze categorische variabele bestaat uit zes categorieën (tabel 1): 0: enig kind,

1: eerstgeborene, 2: tweede kind; 3: derde kind, 4: vierde kind, 5: vijfde kind, 6: hoger of

ongekende geboortedatum van een broer of zus.

Beroep van de vader. Het beroep van de vader is gecodeerd op basis van de HISCO-

beroepsclassificatie (Historical International Standard Classification of Occupation, Van

Leeuwen, e.a. 1992). De HISCO-codes werden naar het betekenisvolle klassenschema

HISCLASS omgezet. In dat classificatiesysteem wordt rekening gehouden met het

vaardigheidsniveau van het beroep, het al dan niet leidinggevend karakter ervan, en de vraag

of het manuele of niet-manuele arbeid was. De twaalf hiërarchische HISCO-beroepsgroepen

werden tot vijf groepen gereduceerd. De eerste is de groep van de professionals:

hooggeplaatste managers en deskundigen, geestelijken en verkoopdirecteurs. De tweede groep

bestaat uit ploegbazen, geschoolde arbeiders en lager-geschoolde arbeiders. De derde groep is

de boeren. De vierde groep bestaat uit ongeschoolde arbeiders en dagloners. Tot slot is er een

groep met ongekend beroep. De beroepsgegevens zijn in eerste instantie afkomstig van het

geboortecertificaat van de onderzoekspersoon. Als dat certificaat er niet was, werd het

vroegste bevolkingsregister met een beroepstitel van de vader genomen.

Aantal kinderen. Deze variabele meet hoeveel kinderen de onderzoekspersoon kreeg. Dat

varieert van één tot 18. Er zijn vijf categorieën: 1, 2-3, 4-5, 6 of meer, en onbekend/geen.

Eigen beroep. De beroepen van de onderzoekspersonen werden rond hun vijftigste levensjaar

vastgesteld. Ze werden in dezelfde categorieën ingedeeld als die van de vader. De

beroepstitels komen uit de bevolkingsregisters.

Burgerlijke staat. Deze variabele is gemeten vanaf het vijftigste levensjaar en heeft vier

categorieën: ongehuwd, gehuwd, verweduwd en onbekend. De informatie komt uit de akten

van de burgerlijke stand en het bevolkingsregister. Echtscheidingen worden in het

bevolkingsregister genoteerd, maar niemand in de onderzoeksgroep bleek gescheiden te zijn.

6 Methode

We maken gebruik van event history analyse, meer bepaald Gompertz proportional hazard

modellen, met een leeftijdsspecifieke baseline die start op de leeftijd van vijftig. Er werd

gekozen voor Gompertz-modellen omdat die geschikt zijn voor het modelleren van de sterfte

van volwassenen, met name voor de leeftijdsgroep van dertig tot negentig (Cleves e.a. 2008).

De afhankelijke variabele is sterfte vanaf het vijftigste levensjaar, en het failure-event is het

overlijden van de vijftigplusser. Een analyse van de relatieve sterftekansen werd uitgevoerd

om de associatie tussen de afhankelijke en de onafhankelijke variabelen vast te stellen.

Het algemene proportionele hazard model wordt als volgt gedefinieerd:

h(t|xj) = ho(t) exp (xjβx)

Het Gompertz model wordt als volgt voorgesteld:

ho(t) = exp(α) exp(γt)

waarbij α en γ additionele parameters zijn.

Vervolgens hebben we modellen ontwikkeld met de shared frailty-optie om rekening te

houden met onwaarneembare familierisico’s voor broers en zussen (dat wil zeggen dat we

rekening houden met het feit dat sommige onderzoekspersonen dezelfde moeder hebben).

Voor het beschrijven van de belangrijkste variabelen (geslacht, aantal broers en zussen,

geboorterang) werd gebruik gemaakt van Kaplan-Meier survival-curves (figuur 1-3). In de

hoofdeffect-modellen voor onderzoekspersonen met en zonder broers en zussen werden

variabelen stapsgewijs toegevoegd. Model I bevat alleen de beschrijvende variabelen die

betrekking hebben op de levensomstandigheden tijdens de kinderjaren (illegitimiteit,

geboortecohort, geboorteplaats, epidemie, en beroep van de vader). Model II bevat het totaal

aantal broers en zussen die een onderzoekspersoon in zijn leven had (inclusief diegenen die

voortijdig stierven). In model III is ook het geboortecohort meegenomen. Model IV bevat alle

variabelen, dus ook de controlevariabelen die betrekking hebben op de post-reproductieve

levensfase uit de levensloop van de onderzoekspersoon: burgerlijke staat, aantal kinderen dat

de onderzoekspersoon ter wereld bracht, en eigen beroep. Figuur 4 vat de interacties tussen

gender en geboortecohort samen. Er waren geen significante resultaten voor gender en aantal

broers en zussen (hier niet getoond, op aanvraag beschikbaar).

Op basis van de resultaten in de modellen I-IV besloten we om ook de invloed van het aantal

broers en zussen gedurende de post-reproductieve levensfase in de analyse op te nemen. We

voegden nog twee extra variabelen toe: aantal broers dat nog in leven was en in het

arrondissement Antwerpen woonde, en aantal zussen dat nog in leven was en in het

arrondissement Antwerpen woonde. Beide variabelen zijn als niet-tijdgebonden variabelen

opgenomen en hebben betrekking op de stand van zaken op de vijftigste verjaardag van de

onderzoekspersoon. De variabelen werden als volgt gecodeerd: 0, 1, 2+. Het aantal zussen

varieerde van 0 tot 7, het aantal broers van 0 tot 5. De resultaten van model VII worden in de

appendix getoond. De relatieve kansen die betrekking hebben op interacties tussen geslacht en

het aantal broers en zussen worden weergegeven in figuur 5 en 6.

7 Bivariate resultaten

De figuren 1-3 tonen de beschrijvende Kaplan-Meier-curves voor de belangrijkste

verklarende variabelen: geslacht, aantal broers en zussen, en geboorterang. Volgens deze

curves (die geen rekening houden met andere covariaten) hebben mannen vanaf hun vijftigste

voor bijna alle leeftijden een lagere overlevingskans dan vrouwen. Het verschil in

overlevingskansen tussen de geslachten is het grootst rond de leeftijden 70-75. De curves voor

mannen en vrouwen kruisen elkaar alleen op jonge en zeer oude leeftijd, dus rond de

leeftijden vijftig en negentig. Volgens de Kaplan-Meier-curves zijn enige kinderen het

kwetsbaarst. Mensen met meer broers en zussen hebben hogere overlevingskansen, zeker op

hogere leeftijd. Ook ten aanzien van geboorterang hebben enige kinderen de slechtste

overlevingskansen. Eerstgeborenen en personen met geboorterang drie en vier hebben iets

lagere post-reproductieve sterftekansen. De laatste groep heeft de beste overlevingskansen op

de hoogste leeftijden.

- Hier figuur 1, 2 en 3 -

Tabel 2 toont de risicoperiode (in dagen en jaren) van de onderzoekpersonen voor alle

categorische variabelen.

- Hier tabel 2 -

8 Multivariate resultaten

Tabel 3 toont de relatieve sterftekansen voor die mannen en vrouwen in het arrondissement

Antwerpen die minstens vijftig jaar werden gedurende de onderzoeksperiode. Van de 534

mannen en vrouwen die in het onderzoek werden gevolgd, stierven er 155 vóór 1910.

- Hier tabel 3 -

8.1 Aantal broers en zussen en geboorterang

Vergeleken met enige kinderen, hebben alle andere categorieën (van aantal broers en zussen)

lagere sterftekansen. In alle modellen hebben personen met vier of meer broers en zussen

significant lagere sterftekansen, zelfs in Model IV waar gecontroleerd wordt voor variabelen

die betrekking hadden op de latere levensloop (relatief risico of RR=0,428). Het hebben van

twee of drie broers of zussen hangt samen met lagere sterftekansen (althans op 10%-niveau).

- Hier figuur 4 -

Vergeleken met eerstgeboren mannen en vrouwen hebben personen met geboorterang twee

het hoogste risico in model III en model IV. Het effect wordt significant op het moment dat de

controlevariabelen aantal kinderen, burgerlijke staat en eigen beroep worden toegevoegd.

Volgens model IV hebben personen met geboorterang twee vergeleken met eerstgeborenen,

72,9% hogere sterfterisico’s (op 5%-niveau).

De interactie tussen gender en geboorterang (figuur 4) laat zien dat, vergeleken met

eerstgeboren vrouwen, zowel eniggeboren mannen als eniggeboren vrouwen lagere relatieve

sterftekansen hebben. Bovendien hebben mannen voor alle categorieën hogere sterfterisico's

dan vrouwen. De sterftekansen van vrouwen stijgen min of meer lineair met de geboorterang:

hoe later in de rij, hoe hoger de sterftekansen. De sterftekansen van mannen stijgen sterk tot

en met geboorterang 2, om vervolgens te dalen. Mannen met geboorterang twee hebben maar

liefst een 2,5 keer grotere relatieve sterftekans dan eerstgeboren vrouwen (significant op 5%-

niveau). Vergeleken met de baseline zijn vrouwen het kwetsbaarst in geboorterang drie en

hoger met een 40% hogere relatieve sterftekans dan eerstgeboren vrouwen.

8.2 Aanwezigheid van broers en zussen op latere leeftijd

Tabel 4 toont de relatieve sterftekansen voor mannen en vrouwen naar gelang de

aanwezigheid van broers en zussen op vijftigjarige leeftijd. Van de 499 mannen en vrouwen

met minstens één broer, stierven er 141 in het arrondissement Antwerpen tijdens de

onderzoeksperiode. De volledige resultaten worden in de appendix getoond.

- Hier tabel 4 -

Om genderverschillen te ontrafelen, testen wij de interactie tussen gender en het aantal nog in

leven zijnde zussen op vijftigjarige leeftijd in het arrondissement Antwerpen (figuur 5).

Vergeleken met de referentiegroep van vrouwen zonder levende zussen, hadden mannen met

geen of twee of meer zussen, iets lagere sterftekansen. Het hebben van één zus leidde voor

mannen tot een significant lagere sterftekans (RR=0,58). Voor vrouwen betekent de

aanwezigheid van zussen ook een reductie van de sterftekans. Vrouwen met één zus hadden

een significant lagere sterftekans dan vrouwen zonder zus (RR= 0,49), en vrouwen met twee

of meer zussen hadden nog lagere sterftekansen (RR=0,47).

- Hier figuur 5 -

De interactie tussen gender en het aantal levende broers in het arrondissement Antwerpen,

leidt tot andere resultaten (zie figuur 6). Vergeleken met de referentiegroep van vrouwen

zonder levende broers hadden mannen met één of twee of meer broers een significant

verhoogd sterfterisico, respectievelijk 2,1 en 2,3. Voor vrouwen betekende het hebben van

broers een hogere sterfterisico. Vooral het hebben van één enkele broer verhoogde de

sterftekansen voor vrouwen aanzienlijk. Vrouwen met één broer hadden een 2,3 keer hogere

sterftekans dan vrouwen zonder broer. Voor zowel mannen als vrouwen betekende de

aanwezigheid van broers op latere leeftijd een verhoogd post-reproductief sterfterisico.

- Hier figuur 6 -

8 Discussie en conclusie

Wij verwachtten dat het hebben van een groot aantal broers en zussen gepaard zou gaan met

hogere post-reproductieve sterftekansen. Vergeleken met enige kinderen moeten kinderen met

broers en zussen de beschikbare, maar beperkte resources delen met anderen. Op basis van

het resource dilution-model gingen wij er van uit dat competitie tussen broers en zussen in de

jonge levensjaren zou leiden tot verhoogde sterftekansen op latere leeftijd. Dit bleek niet zo te

zijn, integendeel. Personen met broers en zussen bleken in onze onderzoeksgroep en -periode

juist lagere sterfterisico’s te hebben dan enige kinderen. De resultaten weerleggen dus onze

verwachtingen. Die waren gebaseerd op het uitgangspunt dat het hebben van een groter aantal

broers en zussen leidt tot minder ouderlijke investeringen per kind (Blake 1987; Hertwig et al.

2002; Marks 2006), wat onder meer resulteert in een slechtere gezondheid en meer ziekte

(Lundberg 1993). Het positieve effect van een grotere aantal broers en zussen kan het

resultaat zijn van intergenerationele transmissie van gezondheid en sterfterisico’s via de

moeder. Het hebben van veel broers en zussen kan ook betekenen dat het gaat om een

gezonde moeder. Het is ook mogelijk dat de positieve effecten van het hebben van broers en

zussen met verloop van tijd belangrijker worden dan de negatieve jeugdervaringen. De meest

voor de hand liggende verklaring is echter dat broers en zussen voor elkaar zorg droegen.

Mensen met een of meer broers of zussen konden hun leven lang rekenen op een sociaal

netwerk van emotionele steun, zorg en wellicht ook financiële bijstand. In een periode waarin

er nog nauwelijks sprake was een echte verzorgingsstaat, waren broers en zussen wellicht de

belangrijkste zorgdragers op oudere leeftijd, naast mogelijke partners. Er zijn tegelijkertijd

aanwijzingen dat relaties tussen broers en zussen met name in de negentiende eeuw versterkte

(Sanders 2002). Dat kwam onder meer omdat kinderen uit hetzelfde gezin meer vrije tijd met

elkaar doorbrachten. Er is echter reden om aan te nemen dat banden tussen broers en zussen

altijd zeer belangrijk zijn geweest. Net als de ouders horen broers en zussen tot de selecte

groep van personen in de levensloop die men in tegenstelling tot vrienden en partners nooit

zelf gekozen heeft. Gemiddeld brengt men met broers en zussen zelfs meer levensjaren door

dan met ouders of partners. Dat smeedt banden voor het leven, ook al kunnen broers en

zussen op bepaalde momenten in de levensloop rivalen zijn. Op cruciale momenten dragen ze

zorg voor elkaar en bieden ze elkaar bescherming; zorg en bescherming op wie mensen

zonder broers en zussen vaak niet kunnen rekenen. In de negentiende en vroeg twintigste

eeuw, toen de staat nog nauwelijks zorgtaken op zich nam, leidde de afwezigheid van broers

en zussen zelfs tot verhoogde sterftekansen. Het zou interessant zijn om te bekijken hoe dat

heden ten dage zit. Huan en Elo (2009) komen in een studie over mannen en vrouwen die in

het vroege twintigste-eeuwse China geboren werden alvast tot dezelfde conclusie: Mannen en

vrouwen die zonder zus of broer opgroeiden hadden hogere sterfterisico’s op latere leeftijd

dan mannen met een of meer broers of zussen.

De hypothese dat een hogere geboorterang tot verhoogde post-reproductieve sterftekansen

zou leiden, werd min of meer bevestigd. In de modellen met de controlevariabelen (voor de

kenmerken van de post-reproductieve levensfase) waren alle geboorterangen benadeeld ten

opzichte van eerstgeborenen. Als eerste geboren zijn, heeft dus de meeste voordelen. Dat we

dit vaststellen voor sterftekansen in de post-reproductieve levensfase, betekent wellicht dat dit

voordeel een leven lang behouden blijft. Voor de mannen geldt dat pariteit twee de meest

kwetsbare groep is, voor vrouwen is dat geboorterang drie en meer. Deze resultaten komen

overeen met ander onderzoek (Modin 2002). Voor beide geslachten geldt dat er lagere

sterftekansen waren voor enige kinderen, wanneer wij die vergelijken met de baseline van

enig geboren vrouwen. Dit suggereert dat enig kind zijn toch een voordeel kan hebben. Tabel

3 toonde dat diegenen met een of meer broers en zussen, lagere sterfterisico’s hadden dan

enige kinderen. Het positieve effect van eerstgeborene te zijn, kan te maken hebben met het

feit dat de moeder jonger is op het moment van de geboorte van het eerste kind (ten opzichte

van de later geboren kinderen). Er is aangetoond dat er een negatief verband is tussen de

leeftijd van de moeder bij de geboorte en de levensverwachting van het kind (Javalisto 1959;

Kemkes-Grottenthaler 2004).

Er werd ook van uit gegaan dat de strijd om hulpbronnen in gezinnen in het voordeel

van mannen zou zijn. Er is geen significant verband tussen geslacht en het totaal aantal broers

en zussen (niet getoond in dit artikel, maar op aanvraag beschikbaar), maar de interactie

tussen geslacht en geboorterang leert integendeel dat alle categorieën mannen hogere

sterfterisico’s hadden dan eerstgeboren vrouwen. Bovendien hadden mannen in alle

hoofdeffect-modellen hogere sterftekansen dan vrouwen. De oversterfte lag tussen de 37% en

42%.

Gegeven het resultaat dat een groter aantal broers en zussen in lagere sterftekansen

resulteerde, werd ook nagegaan of de aanwezigheid van broers en zussen op vijftigjarige

leeftijd een positief effect had op de post-reproductieve sterftekansen. De aanwezigheid van

zussen op latere leeftijd bleek inderdaad verband te houden met een hogere post-

reproductieve levensverwachting, terwijl de aanwezigheid van broers juist de sterftekansen

verhoogde, met name die van mannen. Het is interessant vast te stellen dat de aanwezigheid

van broers, zowel voor mannen als voor vrouwen, met verhoogde post-reproductieve

sterftekansen gepaard ging. Aangezien we alleen indicatoren voor de aanwezigheid van broers

en zussen hebben, kan er alleen gespeculeerd worden over achtergronden daarvan. Het is

bijvoorbeeld mogelijk dat het hebben van een of meer broers gepaard ging met aanhoudende

competitie (met name wat betreft de broer-broerrelaties), terwijl zus-zus- en broer-zusrelaties

juist eerder door solidariteit gekenmerkt worden. Het ligt voor de hand dat het positieve effect

van het hebben van zussen te maken heeft met het feit dat zorg in de negentiende eeuw met

name door vrouwen werd verleend. Waarom het hebben van broers op latere leeftijd dan een

omgekeerd effect heeft, is daarmee echter nog niet verklaard. Om meer te weten te komen

over dat opvallende genderverschil is verder onderzoek nodig naar de relaties tussen broers en

zussen.

Deze studie heeft enkele beperkingen. De bestudeerde periode is relatief kort (1846-1920) en

daardoor waren de meeste personen aan het einde van de onderzoeksperiode nog in leven.

Slechts voor zo’n 30% van de onderzoekspersonen observeerden wij een overlijden.

Tegelijkertijd bereikten veel individuen uit de databank pas na het einde van de

onderzoeksperiode hun vijftigste levensjaar, waardoor velen niet in de risicopopulatie waren

opgenomen. Het volgen van individuen over een langere tijdsspanne zou beter zijn geweest,

zeker gelet op het feit dat het laatste geboortecohort de leeftijden van vijftig-zestig jaar pas

bereikte tegen het einde van de onderzoeksperiode.

Een mogelijke bias zou een onderschatting van het aantal broers en zussen voor het eerste en

het tweede onderzoekscohort (1800-1829 en 1830-1839) kunnen zijn. Aangezien het

Antwerpse bevolkingsregister pas in 1846 geopend werd, is het in principe mogelijk dat er

broers en zussen Antwerpen verlaten hebben verlaten voor het openen van dat register. Als

dat het geval is, werden zij mogelijk niet aan de moeder gelinkt, waardoor ze niet als broer en

zus van de onderzoekspersoon werden geïdentificeerd. Echter wanneer de broers en zussen in

Antwerpen geboren waren, wat zo is voor alle onderzoekspersonen, zouden ze in principe in

de databank identificeerbaar moeten zijn. Om een mogelijke bias in die richting te vermijden,

werd in de analyse gecontroleerd voor geboortecohort.

Migranten, dat wil zeggen diegenen die buiten het arrondissement Antwerpen geboren waren,

maar zich daar wel gedurende de levensloop vestigden, zijn niet in deze studie opgenomen,

omdat het onmogelijk is met zekerheid hun totaal aantal broers en zussen vast te stellen. Een

laatste tekortkoming heeft te maken met missing values. Een deel van dat probleem werd

opgelost door gebruik te maken van eenvoudige imputatietechnieken.

Bibliografie

Alter, G & Oris, M. (2005). Childhood conditions, migration, and mortality: Migrants and

natives in 19th-century cities. Biodemography and Social Biology 52: 178-191.

Badinter, E. (1989). De mythe van de moederliefde. Amsterdam: Muntinga

Barker, D. (1994). Mothers, babies and health in later life. Edinburgh, UK: Churchill

Livingston.

Beekink, E. Van Poppel, F. & Liefbroer, A. (2000). Parental death and death of the child:

common causes or direct effects? In: R. Derosas & M. Oris (Eds.). When dad died.

Individuals and families coping with distress in past societies. (Pp. 219-232). Bern: Peter

Lang.

Bengtsson T & Mineau G. (2009). Early-life effects on socio-economic performance and

mortality in later life: A full life-course approach using contemporary and historical sources.

Social Science & Medicine 68, 1561–1564.

Blake J. (1987). Differential parental investment: Its effects on child quality and status

attainment. In: J. Lancaster, J. Altmann, A. Rossi & L. Sherrod (Red.). Parenting across the

life span: Biosocial dimensions (Pp.351–375). New York: Aldine De Gruyter.

Blake, J. (1981). Family Size and Quality of Children. Demography 4: 421-442.

Cleves, M, Gould, W., Gutierrez, R., & Marchenko, Y. (2008). An Introduction to Survival

Analysis Using Stata. 2nd ed. College Station, Texas: Stata Press.

Bras, H. (2011). Intensification of family relations? Changes in the choice of marriage

witnesses in the Netherlands, 1830-1950. Tijdschrift voor sociale en economische

geschiedenis 8(4), 102-135.

Coall, D., Meier, M., Hertwig, R., Wanke, M. & Hopflinger, F. (2009). Grandparental

investment: The influence of reproductive timing and family size. American Journal of

Human Biology 21, 455–63.

Connidis, I.& Davies, L. (1990). Confidants and companions in later life: the place of family

and friends. Journal of Gerontology 45, 141-149.

Coontz, S. (2005). Marriage, A history: How love conquered marriage. New York: Penguin

Books

Cunningham, H. (2002). Het kind in het Westen. Vijf eeuwen geschiedenis. Amsterdam: Van

Gennep

Damsma, D. (1999). Familieband: Geschiedenis van het gezin in Nederland. Utrecht:

Kosmos.

Das Gupta, M. (1987). Selective discrimination against female children in India. Population

and Development Review 13(1), 77-101.

De Regt, A. (1993). Arbeiders, burgers en boeren: gezinsleven in de negentiende eeuw. In: T.

Zwaan (Red.). Familie, huwelijk en gezin in West-Europa (Pp. 193-218). Amsterdam: Boom

Devos, I. (1994). La surmortalité des filles en Belgique de 1890 à 1910: Une analyse

régionale. Master’s thesis, Louvain-la-Neuve: Institut de démographie.

Devos, I. (2006). Allemaal beestjes: mortaliteit en morbiditeit in Vlaanderen, 18de

-20ste

eeuw.

Gent: Academia Press.

Eggerickx, T. & Tabutin, D. (1994). La surmortalité des filles vers 1890 en Belgique: Une

approche régionale. Population 49, 657–684.

Elo, I. & Preston, S. (1992). Effects of Early-Life Conditions on Adult Mortality: A Review.

Population Index 58(2), 186-212.

Engelen, T. (2009). Van 2 naar 16 miljoen mensen: demografie van Nederland, 1800-nu.

Amsterdam: Boom.

Feinstein, C. (1998). Pessimism perpetuated: Real wages and the standard of living in Britain

during and after the Industrial Revolution. The Journal of Economic History 58(3), 635-658.

Fogel, R. (1986). Nutrition and the Decline in Mortality since 1700: Some Preliminary

Findings. In: S. Engerman & R. Gallman (Red.). Long-term factors in American Economic

Growth (Pp. 439-556). Chicago: Chicago University Press.

Fogel, R. (1997). New findings on secular trends in nutrition and mortality: some implications

for population theory. In: M. Rosenzweig & O. Stark (Red.). Handbook of Population and

Family Economics (Pp. 443-481)

Gold, D. (1989). Late-life sibling relationships: Does race affect typological distribution?

Gerontologist 30, 37-51.

Goldman, N. (2001). Social inequalities in health: disentangling the underlying mechanisms.

Annals of the New York Academy of Sciences 954, 118-139.

Hertwig, R., Davis, J. & Sulloway, F. (2002). Parental investment: How an equity motive can

produce inequality. Psychological Bulletin 128, 728–745.

Haas, S. (2008). Trajectories of functional health: the ‘long-arm’ of childhood health and

socioeconomic factors. Social Science & Medicine 66(4), 849-861.

Hauser, R. & Sewell, W. (1986). Family effects in a simple model of education, occupation

status, and earnings: findings from Wisconsin and Kalamazoo studies. Journal of Labor

Economics 4, S83-S120.

Hayward, M. & Gorman, B. (2004). The long arm of childhood: The influence of early-life

social conditions on men’s mortality. Demography 41(1), 87-107.

Janssens, A. (1998). The rise and decline of the male breadwinner family? Cambridge:

Cambridge University Press.

Kemkes-Grottenthaler, A. (2004). Parental effects on offspring longevity—evidence from

17th to 19th century reproductive histories. Annals of Human Biology 31(2), 139-158.

Kennedy, R. (1973). The Irish: Emigration, Marriage, and Fertility. Berkeley: University of

California Press.

Klasen, S. (1998). Marriage, bargaining, and intrahousehold resource allocation: Excess

female mortality among adults during early German development, 1740–1860. Journal of

Economic History 58, 432–67.

Kruithof, J. (1964). De Demografische ontwikkeling in de XIXde eeuw. In: Genootschap

voor Antwerpse Geschiedenis, Bouwstoffen voor de geschiedenis van Antwerpen in de XIXde

eeuw,Pp. 508-543). Antwerpen: Anversois.

Lindert, P & Williamson, J. (1983). English workers’ living standards during the Industrial

Revolution: A new look. Economic History Review 36(1), 1-25.

Lis, C. (1986). Social Change and the Labouring Poor: Antwerp 1770-1860. New Haven &

London: Yale University Press.

Livi-Bacci, M. (2012). A Concise History of World Population. Malden / Oxford: Wiley-

Blackwell.

Lloyd, C. & Gage-Brandon, A. (1994). High Fertility and Children’s Schooling in Ghana: Sex

differences in Parental Contributions and Educational Outcomes. Population Studies 48(2),

293-306.

Lundberg, O. (1993). The impact of childhood living conditions on illness and mortality in

adulthood. Social Science & Medicine 36, 1047–1052.

Marks, G.(2006). Family size, family type and student achievement: Crossnational differences

and the role of socioeconomic and school factors. Journal of Comparative Family Studies 37,

1-24.

Matthijs, K. (2002). Mimetic appetite for marriage in nineteenth-century Flanders: Gender

disadvantage as an incentive for social change.

Matthijs, K. (2003). Demographic and sociological indicators of privatisation of marriage in

the 19th

Century in Flanders. European Journal of Population. 19, 375-412.

Matthijs, K. (2006). Changing patterns of family sociability: Family members as witnesses to

(re) marriage in nineteenth-century Flanders. Journal of Family History 31, 115-143.

Matthijs, K. and Moreels, S. (2010). The Antwerp COR*-database: A unique Flemish source

for historical-demographic research. The History of the Family 15: 109-115.

McKay, J., Hill, B. & Buckler, J. (2003). A History of Western Society. Boston: Houghton

Mifflin

Modin, B. (2002) Birth order and mortality: a life-long follow-up of 14,200 boys and girls

born in early 20th

century Sweden. Social Science & Medicine 54, 1051-1064.

Puschmann, P. (2008). Discriminatie met dodelijke gevolgen: Oversterfte onder Kosovaarse

meisjes en vrouwen in de tweede helft van de twintigste eeuw. Ex Tempore. Verleden

Tijdschrift Nijmegen 2 (27), 141-160.

Rasulo, D., Christensen, K. & Tomassini, C. (2005). The influence of social relations on

mortality in later life: A study on elderly Danish twins. The Gerontologist 45(5), 601-608.

Repetti, R., Taylor, S. & Seeman, T. (2002). Risky families: Family social environments and

the mental and physical health of offspring. Psychological Bulletin 128(2), 330-366.

Riley, J. (2001). Rising life expectancy. A Global History. Cambridge: Cambridge University

press.

Rosenzweig, M. & Wolpin, K. (1980).Testing the quantity-quality fertility model: the use of

twins as a natural experiment. Econometrica 48(1), 227-240.

Sanders, V. (2002). The brother-sister culture in ninteteenth-century literature. From Austen

to Woolf. New York: Palgrave.

Sear, R. Mace, R. & McGregor, I. (2000). Maternal grandmothers improve nutrional status

and survival of children in Gambia. Proc. R. Soc. Lond. B 267, 1641-1647.

Smith, K., Gagnon, A., Cawthon, R., Mineau, G., Mazan R. & Desjardins, B. (2009). Familial

aggregation of survival and late female reproduction. Journal of Gerontology: Biological

Sciences 64: 740–744.

Szreter, S. (1988). The importance of social intervention in Britain’s mortality decline c.1850-

1914: A re-interpretation of the role of public health. Social History of Medicine 1, 1-37.

Van Bavel, J. (2006) The effect of fertility limitation on intergenerational social mobility: The

quality-quantity trade-off during the demographic transition. Journal of Biosocial Science 38,

553–69.

Van Bavel, J., Moreels, S. Van de Putte, B & Matthijs, K. (2011). Family size and

intergenerational social mobility during the fertility transition: Evidence of resource dilution

from the city of Antwerp in nineteenth century Belgium. Demographic Research 24, 313-344.

Van der Wee, H. & Aerts, E. (1997). De economische ontwikkeling van Europa 950-1950.

Leuven: Acco.

Van Poppel, F. (2000). Long-term trends in relative health differences between men and

women. European Journal of Obstetrics, Gynecology, and Reproductive biology,93(2): 119-

122.

Van de Putte, B., Matthijs, K., & Vlietinck, R. (2004). A social component in the negative

effect of sons on maternal longevity in pre-industrial humans. Journal of Biosocial

Science 36: 289–297.

van Leeuwen M., Maas I., Miles A. (Eds.) (1992). HISCO: historical international standard

classification of occupations. Leuven: Leuven University Press.

Van Leeuwen M., Maas, I. (2005) A Short Note on HISCLASS. History of Work Information

System. International Institute of Social History, Amsterdam, the Netherlands. Available

online https://historyofwork.iisg.nl/docs/hisclass-brief.doc last accessed: 14/5/2013.

Tabel 1

Beschrijvende statistieken van aantal broers en zussen en

geboorterang: frequenties en verdeling naar geslacht in de

onderzoekspopulatie

AANTAL BROERS EN ZUSSEN GEBOORTERANG

Vrouwen Mannen Vrouwen Mannen

Enig kind 24 9% 11 4% 24 9% 11 4%

1 13 5% 19 7% 49 18% 56 22%

2 32 12% 32 12% 55 20% 54 21%

3 33 12% 31 12% 49 18% 27 11%

4 37 13% 31 12% 32 12% 32 12%

5 30 11% 25 10% 25 9% 22 9%

6 27 10% 17 7% 12 4% 15 6%

7 32 12% 30 12% 10 4% 7 3%

8 23 8% 19 7% 5 2% 8 3%

9 11 4% 17 7% 2 1% 1 0%

10 7 3% 14 5% 1 0% 4 2%

11 2 1% 4 2%

12 3 1% 3 1%

13 2 1% 3 1%

14 1 0% 1 0% 0 0% 1 0,4%

Onbekend 13 5% 19 7,4%

Totaal 277 257 277 257

Gemiddeld 5.67 6.10 2.91 3.14

Standard deviatie 3.14 3.28 2.05 2.33

Min. 0 0 0 0

Max. 14 14 10 14

Tabel 2 Verdeling van de risicotijd in dagen en jaren voor vijftigplussers in Antwerpen,

1846-1910*

Variabele Persoonstijd in dagen Persoonstijd in jaren % Gebeurtenissen

Illegitimiteit

Nee 8954 24,5 98,0% 154

Ja 184 0,5 2,0% 1

Geboortecohort

1800-29 3443 9,4 37,7% 81

1830-39 2265 6,2 24,8% 43

1840-49 2076 5,7 22,7% 22

1850-59 1343 3,7 14,7% 9

Geboorteplaats

Antwerpen stad 4184 11,5 45,8% 61

Antwerpen voorstad 1604 4,4 17,6% 28

Platteland 2978 8,2 32,6% 62

Polder 371 1,0 4,1% 4

Epidemie

Nee 8130 22,3 89,0% 147

Ja 1008 2,8 11,0% 8

Beroep van de vader

Professionals 1257 3,4 13,8% 18

Ploegbazen, geschoolde en lager

geschoolde arbeiders 1882 5,2 20,6% 29

boeren 1368 3,7 15,0% 30

Ongeschoolde arbeiders en

dagloners 2355 6,4 25,8% 33

Onbekend 2274 6,2 24,9% 45

Aantal broers en zussen

Enig kind 539 1,5 5,9% 14

1 516 1,4 5,6% 11

2-3 2053 5,6 22,5% 38

4+ 6028 16,5 66,0% 92

Geboorterang

Enig kind 539 1,5 5,9% 14

1 1868 5,1 20,4% 32

2 1873 5,1 20,5% 37

3 of 4 2569 7,0 28,1% 36

5 of hoger 1771 4,8 19,4% 25

onbekend 516 1,4 5,6% 11

* zowel enige kinderen als kinderen met een of meer broers en/ of zussen

Aantal kinderen

1 294 0,8 3,2% 9

2-3 802 2,2 8,8% 22

4-5 770 2,1 8,4% 22

6 of meer 1987 5,4 21,7% 37

Onbekend 5283 14,5 57,8% 65

Burgerlijke staat

(tijdsgebonden)

Ongehuwd 805 2,2 8,8% 25

Gehuwd 3011 8,2 33,0% 66

Verweduwd 1033 2,8 11,3% 27

Onbekend 4288 11,7 46,9% 37

Eigen beroep

Professionals 555 1,5 6,1% 14

Ploegbazen, geschoolde en lager

geschoolde arbeiders 1664 4,6 18,2% 45

Boeren 995 2,7 10,9% 30

Ongeschoolde arbeiders en

dagloners 1136 3,1 12,4% 26

Onbekend 4786 13,1 52,4% 40

Totaal 9138 25,0 100% 155

Persoonstijd (afgerond)

Tabel 3 Relatieve risico op een overlijden voor mannen en vrouwen in het Antwerpse arrondissement, 1846-1910 (stapsgewijze

methode). Hazard modellen, n=534

Model I Model II Model III Model IV

Covariaten Categorieën Hazard

Ratio

Standaard-

fout

Hazard

Ratio

Standaard-

fout

Hazard

Ratio

Standaard-

fout

Hazard

Ratio

Standaard-

fout

Geslacht Vrouwen 1 1 1 1

Mannen 1.367+ (0.258) 1.415+ (0.269) 1.396+ (0.268) 1.200 (0.219)

Illegitimiteit Nee 1 1 1 1

Ja 0.373 (0.435) 0.272 (0.326) 0.270 (0.322) 0.581 (0.603)

Geboortecohort 1800-29 1 1 1 1

1830-39 0.889 (0.221) 0.933 (0.232) 0.962 (0.247) 0.871 (0.187)

1840-49 0.522* (0.163) 0.571+ (0.180) 0.575+ (0.186) 0.383*** (0.112)

1850-59 0.370* (0.155) 0.392* (0.165) 0.403* (0.172) 0.259*** (0.102)

Geboorteplaats Antwerpen stad 1 1 1 1

Antwerpen voorstad 0.916 (0.327) 0.940 (0.331) 0.908 (0.321) 1.061 (0.282)

Platteland 0.966 (0.294) 0.998 (0.302) 0.977 (0.297) 1.049 (0.227)

Polder 0.677 (0.459) 0.617 (0.424) 0.611 (0.419) 0.579 (0.340)

Epidemie Nee 1 1 1 1

Ja 0.562 (0.230) 0.554 (0.226) 0.542 (0.222) 0.594 (0.229)

Beroep vader Professionals 1 1 1 1

Ploegbazen, geschoolde en lager geschoolde arbeiders 1.087 (0.457) 1.086 (0.450) 1.027 (0.430) 1.023 (0.321)

boeren 1.102 (0.501) 1.048 (0.480) 1.072 (0.492) 0.918 (0.341)

Ongeschoolde arbeiders en dagloners 1.152 (0.485) 1.133 (0.475) 1.145 (0.482) 1.047 (0.342)

Onbekend 1.252 (0.510) 0.981 (0.415) 0.981 (0.416) 0.874 (0.272)

Aantal broers en zussen Enig kind 1 1 1

born siblings 1 0.498 (0.283) 0.499 (0.283) 0.531 (0.256)

2-3 0.579 (0.261) 0.573 (0.271) 0.490+ (0.195)

4+ 0.426+ (0.187) 0.419+ (0.198) 0.428* (0.175)

Geboorterang Enig kind - -

1 1 1

2 1.258 (0.345) 1.729* (0.463)

3 of 4 0.857 (0.241) 1.276 (0.333)

5 of hoger 1.047 (0.347) 1.462 (0.458)

Onbekend - -

Aantal kinderen 1 1

2-3 0.699 (0.300)

4-5 0.941 (0.392)

6 of meer 0.498 (0.212)

Onbekend 0.564 (0.241)

Burgerlijke staat Ongehuwd 1.238 (0.400)

(tijdsgebonden) Gehuwd 1

Verweduwd 1.148 (0.290)

Onbekend 0.511+ (0.182)

Own occupation Professionals 1

Ploegbazen, geschoolde

en lager geschoolde arbeiders 0.952 (0.319)

Boeren 0.838 (0.352)

Ongeschoolde arbeiders en dagloners 0.941 (0.357)

Onbekend 0.376* (0.150)

log likelihood -117,13 -111,76 -110,66 -80,4

*** p < 0.001 ** p < 0.01 * p <0.05 + p<0.1

Tabel 4 Relatieve risico op een overlijden voor mannen en vrouwen met een of meer

levende broers en/ of zussen op vijftigjarige leeftijd in het arrondissement Antwerpen

(n = 499)*

Covariaten Categorieën Hazard Ratio Standaardfout

Aantal levende

zussen in

Antwerpen

0

1

2+

1

0.542**

0.598*

(0.124)

(0.146)

Aantal levende

broers in

Antwerpen

0

1

2+

1

1.713*

1.423

(0.369)

(0.391)

* Gecontroleerd voor leeftijd, geslacht, illegitimiteit, geboortecohort, geboorteplaats, epidemie, beroep

van de vader, aantal broers en zussen, geboorterang, aantal kinderen, beroep en burgerlijke staat

Appendix: Relatieve risico op een overlijden voor mannen en vrouwen met een of meer levende broers en of zussen in Antwerpen gedurende de

post-reproductieve levensfase, n=499

Model V Model VI Model VII

Covariaten Categorieën

Hazard

ratio

Standaard-

fout

Hazard

Ratio

Standaard-

fout

HHazard

Rratio

Standaard-

fout

Geslacht Vrouwen 1 1 1

Mannen 1.553* (0.323) 1.618* (0.341) 1.324 (0.252)

Illegitimiteit Nee 1 1 1

Ja 1.201 (1.580) 0.983 (0.130) 1.291 (1.369)

Geboortecohort 1800-29 1 1 1

1830-39 0.939 (0.271) 0.962 (0.276) 0.835 (0.193)

1840-49 0.558+ (0.197) 0.577 (0.204) 0.369** (0.110)

1850-59 0.433+ (0.199) 0.464+ (0.214) 0.306** (0.125)

Geboorteplaats Antwerpen stad 1 1 1

Antwerp voorstad 0.690 (0.273) 0.612 (0.246) 0.926 (0.260)

Platteland 1.100 (0.374) 1.105 (0.360) 1.225 (0.294)

Polder 0.320 (0.302) 0.326 (0.304) 0.264 (0.213)

Epidemie Nee 1 1 1

Ja 0.617 (0.260) 0.554 (0.266) 0.715 (0.276)

Beroep vader Professionals 1 1 1

Ploegbazen, geschoolde en lager geschoolde arbeiders 0.817 (0.366) 0.813 (0.363) 0.905 (0.292)

Boeren 1.010 (0.487) 1.112 (0.531) 0.822 (0.313)

Ongeschoolde arbeiders en dagloners 1.192 (0.529) 1.297 (0.571) 0.924 (0.315)

Onbekend 0.899 (0.410) 0.970 (0.438) 0.889 (0.283)

Aantal broers en zussen 1 1 1

2-3 1.420 (0.781) 1.382 (0.773) 0.885 (0.383)

4+ 1.492 (0.853) 1.491 (0.885) 0.921 (0.416)

Geboorterang 1 1 1 1

2 1.180 (0.335) 1.112 (0.316) 1.531 (0.410)

3 of 4 0.792 (0.230) 0.760 (0.223) 1.176 (0.312)

5 of hoger 0.938 (0.325) 0.922 (0.318) 1.433 (0.446)

Onbekend - -

-

Aantal levende zussen op 0 1 1 1

vijftigjarige leeftijd 1 0.363** (0.106) 0.364** (0.106) 0.542** (0.123)

2+ 0.375* (0.143) 0.374* (0.142) 0.598* (0.146)

Aantal levende broers op 0 1 1

Vijftigjarige leeftijd 1 1.711* (0.455) 1.712* (0.369)

2+ 1.175 (0.406) 1.433 (0.390)

Aantal kinderen 1 1

2-3 0.749 (0.344)

4-5 0.973 (0.427)

6+ 0.568 (0.248)

Onbekend 0.608 (0.273)

Burgerlijke staat Ongehuwed 1.367 (0.458)

(tijdsgebonden) Gehuwd 1

Verweduwd 1.175 (0.308)

Onbekend 0.343* (0.142)

Eigen beroep Professionals 1

Ploegbazen, geschoolde en lager geschoolde arbeiders 1.264 (0.469)

Beroep 1.118 (0.518)

Ongeschoolde arbeiders en dagloners 1.486 (0.614)

Onbekend 0.602 (0.271)

log likelihood -100,18 -98,04 -66,17

*** p < 0.001 ** p < 0.01 * p <0.05 + p<0.1

Figuur 1: Kaplan-Meier schatter naar geslacht

0.0

00

.25

0.5

00

.75

1.0

0

0 50 100 150analysetijd in jaren

Vrouwen Mannen

Figuur 2: Kaplan-Meier schatter naar aantal broers en zussen

0.0

00

.25

0.5

00

.75

1.0

0

0 50 100 150analysetijd in jaren

Enig kind 1 broer of zus

2 of 3 broers en/of zussen 4+ broers en/of zussen

Figuur 3: Kaplan-Meier schatter naar geboorterang

0.0

00

.25

0.5

00

.75

1.0

0

0 50 100 150analysetijd in jaren

Enig kind eerstgeborene

tweede kind derde of vierde kind

vijfde kind of hoger onbekend

Figuur 4: Relatieve risico op een overlijden naar geslacht en geboorterang in het

arrondissement Antwerpen voor enige kinderen en kinderen met broers en zussen

Gecontroleerd voor leeftijd, illegitimiteit, geboorterang, geboorteplaats, epidemie, beroep van

de vader, aantal broers en zussen, aantal kinderen, burgerlijke staat en eigen beroep.

*** p < 0.001 ** p < 0.01 * p <0.05 + p<0.1

0,72

1,16

2,58*

1,68

0,8 1 (ref)

1,18

1,4

0

0,5

1

1,5

2

2,5

enig kind 1ste kind 2de kind 3de kinde of hoger

rela

tiev

e ri

sico

geboorterang

Mannen

Vrouwen

Figuur 5: Relatieve risico op een overlijden naar geslacht en het aantal levende zussen in

het arrondissement Antwerpen op vijftigjarige leeftijd (n=499)

Gecontroleerd voor leeftijd, illegitimiteit, geboortecohort, geboorteplaats, epidemie, beroep

van de vader, aantal ooit geboren broers en zussen, geboorterang, aantal levende broers op

vijftigjarige leeftijd in Antwerpen, aantal kinderen, burgerlijke stand en eigen beroep.

*** p < 0.001 ** p < 0.01 * p <0.05 + p<0.1

0,93

0,58+

0,94

1 (ref)

0,49+

0,37**

0

0,2

0,4

0,6

0,8

1

1,2

1 2 3

rela

tiev

e ri

sico

Aantal levende zussen

Mannen

Vrouwen

Figuur 6 relatieve risico op een overlijden naar geslacht en het aantal levende broers in

Antwerpen op vijftigjarige leeftijd (n=499)

Gecontroleerd voor leeftijd, illegitimiteit, geboortecohort, geboorteplaats, epidemie, beroep

van de vader, aantal ooit geboren broers en zussen, geboorterang, aantal levende zussen op

vijftigjarige leeftijd in Antwerpen, aantal kinderen, burgerlijke stand en eigen beroep.

*** p < 0.001 ** p < 0.01 * p <0.05 + p<0.1

1,57

2,14*

2,3*

1

2,29**

1,39

0

0,5

1

1,5

2

2,5

0 1 2+

rela

tie

ve r

isic

o

Aantal levende broers

Mannen

Vrouwen