De invloed van gezinstype op middelengebruik en delinquent gedrag bij adolescenten.

Transcriptie

1

2 De invloed van gezinsype op middelengebruik en delinquen gedrag bij adolescenen. Tom Bekers, Sofie Vanassche, An Karien Sodermans en Koen Mahijs Cenrum voor Sociologisch Onderzoek (CeSO) Kaholieke universiei Leuven Parksraa 45 bus 3601 B-3000 Leuven Versie: mei 2008 (voorlopige versie, nie cieren) 1. Inleiding De adolescenie is een moeilijke periode vol onzekerheden, en he hebben van een sabiele en gezonde gezinsomgeving word dan ook vaak als een belangrijk elemen beschouwd in he succesvol doorlopen ervan. In de weenschappelijke lierauur vind men inderdaad ook vaak een verband ussen de gezinssiuaie en he algemene welzijn of de levenskwaliei van adolescenen (oa Demuh & Brown, 2004; Fischer, 2004; Wells & Rankin, 1991). Toch zijn er ook sudies die nauwelijks of geen verband vinden ussen de gezinssiuaie en specifieke welzijnsindicaoren van kinderen binnen deze gezinssiuaies (oa Hanson, 1999; Free, 1990). De algemene bevinding is echer da adolescenen die een ouderlijke (ech)scheiding hebben meegemaak, en als gevolg daarvan in een eenoudergezin of nieuw samengeseld gezin opgroeien, een groer risico hebben op bv. delinquen gedrag en middelengebruik dan adolescenen ui zogenaamd inace gezinnen (Amao, 2001; Fros & Pakiz, 1990; Wells & Rankin, 1991). Gezien ongeveer 26 procen van de 12- o 17-jarigen in he Vlaamse gewes een scheiding van hun ouders heef meegemaak (Lodewijckx, 2005, p. 27), gaa di om een aanzienlijk deel van de Vlaamse jongeren. In de onderzoekslierauur rond de impac van een ouderlijke (echs)scheiding of de gezinssiuaie op kinderen word vaak een onderscheid gemaak ussen inernaliserend en exernaliserend probleemgedrag. Hierbij verwijs de eerse erm naar he psychische welbevinden en de weede naar de zichbare gedragsproblemen (Bronselaer, 2007). Deze sudie focus op he exernaliserend gedrag en meer bepaald op he verband ussen de gezinssiuaie en he middelengebruik en delinquen gedrag bij jongeren. Belangrijker nog dan de vraag of jongeren die een scheiding van de ouders acher de rug hebben een groere kans op exernaliserende problemen hebben, is de zoekoch naar de mediërende facoren in deze samenhang ussen ouderlijke scheiding en probleemgedrag. De oorzaken van di verband zijn immers o op heden voorwerp van discussie binnen de weenschappelijke lierauur. Meer specifiek willen we nagaan of en hoe de relaie ussen de gezinssiuaie en een ouderlijke (ech)scheiding enerzijds en middelengebruik en delinquenie anderzijds, gemedieerd word door de kwaliei van de ouder-kind relaie, ouderlijke monioring en de mae van conflic binnen he gezin. Hiervoor worden daa gebruik die in 2008 werden ingezameld bij 1424 scholieren van vijf secundaire scholen in wee Vlaamse seden. 2

3 2. Theoreische verklaringen voor de impac van een ouderlijke scheiding op gedragsproblemen bij jongeren Door de jaren heen werden reeds verscheidene heorieën gepreseneerd rond de invloed van een ouderlijke scheiding op de levenskwaliei van de berokken kinderen. Voor een uigebreid lierauuroverzich rond de impac van een ouderlijke scheiding op gedragsproblemen bij jongeren verwijzen we naar Bronselaer (2007) en Fisher (2004). In globo kunnen er wee groe groepen van verklaringen worden onderscheiden: heorieën die focussen op direce effecen van een ouderlijke (ech)scheiding op he welzijn van kinderen enerzijds, en heorieën die eerder de nadruk leggen op gezinsprocessen anderzijds. Typische voorbeelden van de eerse soor heorieën zijn de gezinssrucuurheorie en de sressheorieën. De eerse heorie verondersel da een normale gezinssiuaie, waarbij de biologische ouders samen me hun kinderen een gezin vormen, noodzakelijk is om o een succesvolle socialisaie van he kind e komen (Van Peer & Carree, 2007). De sressheorieën kunnen op hun beur opgedeeld worden in wee groe groepen. De acuesressheorie sel da een (ech-)scheiding een ijdelijke crisissiuaie is, die ijdelijke gevolgen heef op he welzijn van de adolescenen (Van Peer & Carree, 2007). De chronische sressheorieën sellen da een echscheiding allerlei ransiies me zich meebreng die resuleren in sress, wa op zijn beur een negaieve invloed heef op he gedrag van adolescenen. Voorbeelden van dergelijke ransiies zijn de onbinding van de oorspronkelijke gezinsrelaies, nieuwe gezinssiuaies, conflicen ussen de ouders, financiële acheruigang, (Van Peer & Carree, 2007, p. 21). In de lierauur word op he eerse zich vaak evidenie gevonden voor bovensaande heorieën: kinderen ui inace gezinnen gebruiken minder drugs (oa. Cookson, 1999; Dohery & Needle, 1991; Fewelling & Bauman, 1990; Hoffmann & Johnson, 1998; Hoffmann, 2002; Jenkins & Zunguze, 1998), drinken minder alcohol (oa. Cookson, 1999; Hoffmann & Johnson, 1998; Jenkins & Zunguze, 1998) gebruiken minder abak (bijv. Jenkins & Zunguze, 1998) en veronen minder vaak delinquen gedrag (oa. Amao, 2001; Wells & Rankin, 1991). Hierbij worden ook verschillen en ineracies gevonden naar geslach. Wa geslachsverschillen in middelengebruik in he algemeen beref, vond Lombaer (2005, pp ) da dronkenschap en cannabisgebruik vaker voorkom bij jongens dan bij meisjes, erwijl meisjes vaken slaap- of kalmeringsmiddelen gebruiken. Daarnaas zijn er ook indicaies van een ineracie-effec ussen gezinsransiies en geslach: een (ech)scheiding op zich zou negaiever uidraaien voor jongens dan voor meisjes, erwijl de vorming van een siefgezin eerder bij meisjes dan bij jongens me exernaliserend probleemgedrag is geassocieerd. Herrouw, en dus he min of meer hersellen van de normale gezinssiuaie, zou een posiieve invloed uioefenen op he middelengebruik van jongens, erwijl meisjes nog meer middelen gaan gebruiken (Needle, Su & Dohery, 1990). Daarnaas vonden Dohery & Needle (1991) ook da jongens meer middelengebruik zullen veronen na de echscheiding, erwijl meisjes reeds voor de scheiding een hogere mae van middelengebruik veronen. De echscheiding zelf zou op die manier voor meisjes over he algemeen geen subsaniële verhoging van he middelengebruik me zich meebrengen. Er word door de aueurs gezinspeeld op de invloed van socialisaieprocessen. Zo zouden jongens zich bufferen voor de scheiding, de ouderlijke problemen afkaasen of negeren, en insoren op he momen van de definiieve breuk ussen de ouders. Meisjes zouden zich daarenegen reeds vanaf de eerse ekenen aan de wand zorgen beginnen maken, en zich meer o drugs, pijnsillers en andere middelen wenden. Een groe kriiek op de gezinssrucuurheorie en de sressheorieën is echer de inherene negaieve benadering van een (ech)scheiding, alsook de brede noemer waarop ze seunen: ze zijn weinig concree in de verklaring van he effec van een ouderlijke scheiding op de uikomsen voor kinderen en he effec van gezinssrucuur kan deels e wijen zijn aan onderliggende, ongeconroleerde gezinsprocessen. Daarnaas kunnen de meese verklaringen die in beide heorieën worden gegeven bijna allemaal gelink worden aan alernaieve heorieën zoals de ouderlijke conflicheorie en de afname van sociaal, culureel 3

4 en economisch kapiaal (Fischer, 2004). Deze laase soor van heorieën focus nie zozeer op de direce effecen van een specifieke gezinssiuaie/geschiedenis, maar zoek eerder verklaringen in specifieke gezinsprocessen. Immers, hoewel he idenificeren van een relaie ussen gezinssrucuur en bijvoorbeeld middelengebruik op zich ook ineressan is, is he blooleggen van de mechanismen die deze associae verklaren minsens even belangrijk (Flewelling & Bauman, 1990). Zo vinden bijvoorbeeld Demuh & Brown (2004) da een groo deel van de verschillen ussen eenoudergezinnen en (inace) weeoudergezinnen inzake delinquen gedrag bij jongeren e wijen is aan verschillen in, onder meer, ouderlijke berokkenheid en supervie. In deze sudie willen we aandach beseden aan drie verklaringsmechanismen die gelink kunnen worden me probleemgedrag bij jongeren: ouderlijke monioring, de kwaliei van de ouder-kindrelaie en he gezinsklimaa. In de volgende paragrafen gaan we wa dieper op deze aspecen in. 2.1 Ouder-kind relaie en ouderlijke monioring In de lierauur is er een shif waar e nemen naar een focus op gezinskenmerken, -relaies en processen, eerden dan op gezinssrucuur per se. Beide zijn uieraard onvermijdelijk me elkaar verbonden, maar onderzoeksresulaen suggereren een groere invloed van de conex van gezinsrelaies dan van de gezinssrucuur op zich (o.a. Gill, Vega & Biafore, 1998; ). Zo wijzen Amao & Gilbreh (1999) op he belang van een kwalieisvolle ouder-kind relaie inzake he effec van een ouderlijke (ech)scheiding op probleemgedrag en sel Kurdek (1994, p. 38) da wha negaively affecs children s well-being is no so much he kind of family srucure in which hey reside, bu he hisory of he qualiy and consisency of he parening hey receive. Bijvoorbeeld, in de prakijk kan de complexiiei van siefgezinnen immers nadelig zijn voor de ouder-kind relaie (Heheringon & Jodl, 1994) of kunnen kinderen in éénoudergezinnen juis een heel serke band me één van de ouders, meesal de moeder, onwikkelen (Ganong & Coleman, 2004), elk me hun eigen gevolgen voor de onwikkeling van he kind. He sociale conrole perspecief sel da serke en posiieve ouder-kind relaies cruciaal zijn voor he verklaren van verschillen in middelengebruik en delinquen gederag in verschillende gezinsvormen (Kierkus & Baer, 2002; Crawford & Novak, 2008). De hechheid van de ouder-kind relaie lijk dan ook serk geassocieerd me he voorkomen van delinquen gedrag bij jongeren (Demuh & Brown, 2004) (Ech)scheiding en de ermee samenhangende conflicen kunnen leiden o overgesresseerde ouders, wa op zijn beur nadelig is voor de ouder-kind relaie, de opvoeding en de onwikkeling van de berokken kinderen (Hoffman & Johnson, 1998; Larson & Gillman, 1999). Middelengebruik kan in di geval een copingssraegie zijn van adolescenen om om e gaan me de negaieve omsandigheden en gevolge van, onder meer, een gebrek aan posiieve gezinsrelaies (Needle, Su & Dohery, 1990). Ook in een sudie van Denon en Kampfe (1994) werd he belang van gezinsineracie besproken. Hierui blijk da een posiieve ouder-kind associaie viaal is voor he onwikkelen van een serk zelfbeeld en voor de prevenie van drugmisbruik. Bij gezinnen waarin de adolescenen drugs gebruiken blijk de adolescen he in he algemeen vaker oneens e zijn me zijn/haar ouders. De gezinsomgeving word ook vaker als vijandig beschreven en de ouders worden een gebrek aan begrip, liefde, cohesie en samenwerking verween. Een ander belangrijk aspec van de opvoeding is de ouderlijke supervie of monioring. Een kwalieisvolle ouder-kind relaie en voldoende ouderlijke monioring zijn immers negaief geassocieerd me de onwikkeling van exernaliserend probleemgedrag (Amao & Gilbreh, 1999; Demuh & Brown, 2004; Simons, Lin, Gordon, Conger & Lorenz, 1999). In een Vlaamse sudie vonden De Groof & Smis (2006) da de associaie ussen gezinssrucuur en gedragsproblemen verdween na conrole voor ouderlijke monioring door de vader. Crawford & Novak (2008) vonden zelfs da de relaies me ouders en peers beere voorspellers zijn 4

5 van middelengebruik bij adolescenen (alcohol en marihuana) dan gezinssrucuur op zich. Negaieve uikomsen voor kinderen van de scheiding worden dus misschien nie zozeer door de ouderlijke breuk zelf verklaard, maar doorda de ouder-kind relaies in gescheiden families meer versoord zijn dan in inace gezinnen, me een hoge mae van conflic en weinig ouderlijke monioring in de periode volgend op een (ech)scheiding of herrouw (Heheringon & Jodl; 1994). Analoog vond Cookson (1999) da inace gezinnen een hogere ouderlijke supervisie hebben dan eenoudergezinnen en da adolescenen afkomsig van gezinnen me minder ouderlijke supervisie meer alcohol gebruiken dan adolescenen in gezinnen me hogere supervisiescores. Daarnaas vond de aueur ook een significan ineracie-effec ussen geslach en supervisieniveau. Jongens ui een gezin me hoge supervisie hadden een lagere probleemgedragscore dan jongens ui een gezin me medium of lage supervisie, erwijl de probleemgedragscores voor vrouwen lager waren in zowel de hoge en mediumcaegorie in vergelijking me de lage supervisiecaegorie. Griffin e al. (2000) onderzochen eveneens de invloed van ouderlijke monioring of conrole bij adolescenen ui de zesde graad van New Yorkse public middle schools. Er bleek een marginaal negaief effec e zijn op de prevalenie van roken. Meer conrole zorg ervoor da de adolescen in kwesie minder rook. Bij he drankgedrag kwam men o andere conclusies. Hier bleek er een significane relaie e zijn me geslach. Meer monioring ging samen me minder drinkende mannelijke adolescenen en meer drinkende vrouwelijke adolescenen. Di lig in de lijn van de resulaen van he onderzoek van Cookson. Bovendien bleek da hoe vaker de ouders he huiswerk nakeken er door adolescenen in wee-oudergezinnen minder alcohol werd geconsumeerd. In andere woorden, de kenmerken van de opvoeding zijn belangrijke predicoren van he welzijn van een kind (Willes & Maroules, 2004) en volgens Amao (2000) is de kwaliei van de opvoeding zelfs een van de bese predicoren van een kind zijn of haar welzijn 2.2 Conflicheorieën en gezinsklimaa Naas de kemerken van de ouder-kind relaie en opvoeding wille we ook aandach hebben voor de gezinssfeer waarin een kind opgroei. De gezinsconflic heorie is eigenlijk een voorbeeld van een uigewerk sress model. De heorie gaa ui van he idee da de mae van inra- en inerhuishoudelijk conflic veranwoordelijk is voor negaieve uikomsen voor kinderen hun welzijn (Doyle, Wolchik, & Dawson-McClure, 2002; Hanson, McLanahan & Thompson, 1996). Voordurende conflicen kunnen heel nadelig zijn voor de berokken kinderen (Grych & Fincham, 2001) en kunnen onder meer een negaieve invloed hebben op he psychologsch welzijn van kinderen (Carree, 2007), en aan de oorzaak liggen van verschillende gedragsproblemen (Buehler & Gerard, 2002 in fisher, 2004). Daarnaas kan ook conflic binnen he huwelijk of binnen een relaie ne zo nadelig zijn voor een kind, en een (ech)scheiding kan in di geval zelfs soelaas brengen. Fischer en de Graaf (2001) vonden bijvoorbeeld in hun sudie da he voor gedragsproblemen nie of nauwelijks meer ui maak of de ouders gaan scheiden, indien er reeds ernsige conflicen zijn. Als de echscheiding er oe zou leiden da de conflicen ussen de ouders ophouden of verminderen, is he voor de adolescen vaak zelfs een verbeering da de ouders gaan scheiden. He omgekeerde geld uieraard ook (Fischer en de Graaf, 2001, p. 153). Jenkins en Zunguze (1998) vinden gelijkaardige resulaen. Ui hun sudie blijk immers da een ouderlijke echscheiding slechs weinig impac heef indien de relaies ussen de ouders gehandhaafd blijven. Ook Amao & Keih (1991) vinden in hun mea-analyse bevesiging voor di conflicperspecief: kinderen in inace gezinnen me veel conflic zijn slecher af dan zowel kinderen in inace gezinnen me weinig conflic als kinderen in gescheiden gezinnen. In deze sudie zullen we geen direce parameer van conflic binnen he gezin opnemen, maar wel een maa die uidruk hoe goed de adolescen zich voel binnen de huidige gezinssiuaie, of he zogenaamde subjecieve gezinsklimaa. We verwachen da hoe meer conflic er binnen een gezin is, hoe negaiever de adolescen he gezinsklimaa zal 5

6 beoordelen. He gezinsklimaa kan dan ook in zekere zin gezien worden als een proxy voor de mae van conflic binnen he gezin. 2.3 Ouderlijke rolmodellen en peers Naas he belang van ouderlijke monioring en een kwalieisvolle ouder-kind relaie fungeren ouders ook als rolmodellen me berekking o he gedrag van kinderen. Ui een lierauursudie van Denon en Kampfe (1994) blijk da de invloed van ouderlijk middelengebruik verschil naargelang he middel. Zo zou meer alcoholgebruik bij de ouders samengaan me meer alcoholgebruik bij adolescenen, maar word voor marihuana geen effec gevonden. Er word gesuggereerd da kinderen hun alcoholgebruik overnemen van hun ouders als copinggedrag. Me andere woorden, he zou hier om socialisaie gaan. Di zou misschien ook de verschillende resulaen voor alcohol en marihuana kunnen verklaren. He lijk immers logisch da ouders wel eens een glas drinken in he bijzijn van de kinderen, erwijl marihuana- of druggebruik och gevoeliger liggen en men da misschien eerder verborgen zou houden. Di heef wellich veel e maken me he verschil in sociale aanvaarding van de beide middelen. Een hypocriee moraliei werd ook als deel van de verklaring naar voren geschoven: ouders zouden hun kinderen dingen verbieden, die ze zelf wél (al dan nie siekem) doen. Ook Reinharz e al. (2000) deden een onderzoek naar de invloed van ouderlijk middelengebruik waarui bleek da he een risicofacor is voor drugmisbruik en afhankelijkheid, of och alhans voor mannen. Een andere mogelijk invloed gaa ui van de leefijdsgenoen. Ui onderzoek van Jenkins en Zunguze (1998) bleek da in bijna alle vergelijkingen de adolescenen afkomsig ui eenouder- en nieuw-samengeselde gezinnen, meer druggebruikende vrienden hadden, en da die vrienden minder afkeurig sonden egenover hun druggebruik. Ui de sudies van Lombaer (2005) en Hofmman (1993) blijk da de normerende invloed van ouders en peers zeer belangrijke verklarende variabelen zijn van he middelengebruik van adolescenen. Hoewel peer invloed nie de focus is van di onderzoek, word de variabele och opgenomen in he model, deels omda er door Smis (2005) op gewezen word da er een samenhang zou zijn ussen de invloed van de ouders en de invloed van de leefijdsgenoen.. Di ondanks he fei da ouders en leefijdsgenoen o de jaren 70 afgeschilderd werden als egensanders die moesen srijden voor de loyaliei van de adolescen. Nadien werd echer een doorbraak waargenomen door de erkenning van de onderlinge afhankelijkheid van sociale sysemen. Zo zou een posiieve ouder-kind relaie juis kunnen bijdragen aan de kwaliei van relaies me leefijdsgenoen, wa op zijn beur de kans op de omgang me deviane leefijdsgenoen en eigen devian gedrag, kleiner maak. Daarom spreek Smis dan ook van zowel direce als indirece invloeden van de ouders op he gedrag van de adolescenen. 3. Hypohesen. De doorgenomen lierauur leidde o he formuleren van een aanal hypohesen. We formuleren onze hypohesen over middelengebruik in he algemeen, daar waar in he eigenlijk onderzoek een onderscheid word gemaak ussen de verschillende ypes van middelengebruik. De cenrale verwaching van ons onderzoek is da adolescenen in inace gezinnen minder middelen gebruiken en minder delinquen gedrag sellen dan jongeren van nieinace gezinnen. We verwachen echer da di verband afzwak naarmae er geconroleerd word voor medierende variabelen en conrolevariabelen. We zullen dan ook sapsgewijs variabelen aan ons model oevoegen. Model 1 beva logischerwijze enkel de gezinsvariabele. Model 2 conroleer voor de poenieel mediërende variabelen ouderlijke monioring, kwaliei van de ouder-kind relaie en gepercipieerd gezinsklimaa. Hierbij verwachen we da een harmonieuzer gezinsklimaa leid o minder middelengebruik en 6

7 delinquen gedrag, da meer monioring leid o minder middelengebruik en delinquen gedrag en da een beere relaie me de ouders gepaard gaa me minder middelengebruik en minder delinquen gedrag. We verwachen dus da he oevoegen van deze variabelen he verband ussen de gezinssiuaie en he middelengebruik zal afzwakken. Vervolgens worden in model 3 ook enkele conrolevariabelen oegevoegd, namelijk leefijd, belang van geloof, financiële siuaie van de ouders en de gevolgde onderwijsvorm, en in model 4 word he middelengebruik van de ouders en vrienden van he kind ingevoegd. We verwachen da hoe meer middelen de ouders en vrienden gebruiken, hoe groer de kans zal zijn da de adolescen zelf ook vaker middelen gebruik. Een overzich van ons onderzoeksmodel is weergegeven in figuur 1. Figuur 1. He onderzoeksmodel INTERMEDIËRENDE FACTOREN Middelengebruik ouders en peers GEZINSSITUATIE: Twee-oudergezin Eenoudergezin Nieuw samengeseld gezin Kwaliei ouder - kind relaie - Ouderlijke conrole of monioring - Percepie gezinsklimaa - EXTERNALISERENDE PROBLEMEN: Middelengebruik Delinquen gedrag Conrolevariabelen 7

8 4. Mehododologie 4.1 Daa De daase die we gebruiken beva informaie van leerlingen ui de weede en derde graad 1 van vijf middelbare scholen ui 2 Vlaamse seden. In beide seden werden scholen ui he kaholieke en rijksne geseleceerd en er werd een evenwichige veregenwoording van he algemeen, beroeps en echnisch secundair onderwijs nagesreefd. In oaal werden bruikbare gegevens verzameld bij 1412 adolescenen, waarvan 900 jongens en 512 meisjes, in 5 Vlaamse scholen. De verdeling van de leerlingen over de scholen is erug e vinden in abel 1. Tabel 1: Overzich van he aanal bevraagde jongeren in 5 Vlaamse scholen Sad 1: - School 1 kaholiek ne ASO 286 lln - School 2 kaholiek ne BSO en TSO 421 lln - School 3 rijksne ASO, BSO en TSO 248 lln Sad 2: - School 4 kaholiek ne ASO, BSO en TSO 229 lln - School 5 rijksne ASO, BSO en TSO 224 lln De verdere seleciecrieria die werden gebruik voor di onderzoek zijn: - in he huishouden van (één van) de biologische ouders wonen (dus geen zelfsandig wonende adolescenen, jongeren die in een inselling verblijven, ). - (ech)scheiding als enige mogelijke oorzaak van he nie meer samenleven van beide biologische ouders (dus o.a. geen adolescenen waarvan een ouder is overleden, ). Deze seleciecrieria resuleerden in een finale seekproef van 1324 jongeren, waarvan 841 jongens en 483 meisjes. Er is dus een scheve verdeling naar geslach, wa e wijen is aan he fei da één school bijna uisluiend zogenaamde jongensrichingen aanbied. 4.2 Variabelenoverzich De afhankelijke variabele middelengebruik He gebruik van specifieke middelen werd bevraagd aan de hand 5 caegorieën: nooi, meerdere keren per jaar, meerdere keren per maand, meerdere keren per week en dagelijks. De abel in bijlage 1 geef een overzich van de anwoorden op de vragen naar specifiek middelengebruik in onze seekproef, opgesplis naar geslach. De oorspronkelijke vijf anwoordcaegorieën werden me he oog op de analyse eruggevoerd o wee, drie of vier caegorieën. Di gebeurde seeds op basis van de geobserveerde celfrequenies en me he oog op he inhoudelijk zinvol houden van de caegorieën. Daarnaas werden op basis van enkele combinaies van middelen ook wee groere schalen aangemaak: alcoholgebruik en ander druggebruik 2. De finale variabelen voor specifiek middelengebruik worden in ondersaande paragrafen verder oegelich. Een overzich van de frequenies voor deze variabelen is erug e vinden in abel 2. 1 Er zijn ook 63 respondenen ui he zevende jaar die de vragenlijs invulden. 2 Ander druggebruik dan roken van een join 8

9 Alcoholgebruik Tabel 2: Frequenies van nieuw aangemaake schalen voor middelengebruik voor jongens en meisjes ALCOHOL Nooi Occasioneel Soms Vaak Toaal Jongens % 9,51 20,57 30,92 39, Meisjes % 11,62 28,63 45,23 14, ROKEN Nooi Soms Dagelijks Toaal Jongens % 69,83 14,30 15, Meisjes % 76,51 15,18 8, MARIHUANA Nooi Soms Vaak Toaal Jongens % 76,58 10,51 12, Meisjes % 84,82 10,81 4, DRONKEN Nooi Occasioneel Vaak Toaal Jongens % 42,45 26,38 31, Meisjes % 54,62 34,45 10, PIJNSTILLERS Nooi Soms Vaak Toaal Jongens % 51,73 40,17 8, Meisjes % 24,17 55,83 20, DRUGS Nooi Gebruiker Toaal Jongens % 90,93 9, Meisjes % 97,28 2, SLAAPPILLEN Nooi Gebruiker Toaal Jongens % 95,82 4, Meisjes % 93,75 6, De schaal alcoholgebruik werd samengeseld door de informaie e combineren van de variabelen bier, serke drank en cockails : de schaal kreeg elkens de hoogse waarde over deze drie variabelen heen. De schaal werd herleid o vier caegorieën, namelijk nooi (1), enkele keren per jaar (2), enkele keren per maand (3) en meerdere keren per week en dagelijks (4). Jongens blijken regelmaiger e drinken dan de meisjes, meisjes zijn vaker gelegenheidsdrinkers dan jongens (Chi²=88,19; df=3, p<0,001) Dronkenschap Naas de ijdsfrequenie van he alcoholverbuik werd ook explicie de gepercipieerde frequenie van dronkenschap bevraagd. Dronkenschap werd opgesplis in drie caegorieën: nooi (1); soms (enkele keren per jaar) (2); en vaak (minsens enkele keren per maand) (3). Opnieuw rapporeren jongens vaker dronken e zijn dan meisjes (Chi²=68,505, df=2, p<0,000). 9

10 Tabaksgebruik Voor he abakgebruik van de jongeren werd in één iem gepeild naar de frequenie van he roken van sigaren of sigareen. De oorspronkelijke anwoordcaegorieën werden herleid o drie caegorieën, namelijk nooi (1), soms (2), en dagelijks (3). De caegorie soms omva hierbij alle caegorieën ussen de eerse en laase caegorie. De jongens in onze seekproef blijken opnieuw vaker e roken dan de meisjes (Chi²=15,29893, df=2, p<0,001) Marihuanagebruik Voor marihuanagebruik werden de oorspronkelijke vijf caegorieën opgesplis in nooigebruikers (1), occasionele gebruikers (2) en regelmaige gebruikers (minsens enkele keren per maand) (3). De jongens in onze sudie blijken regelmaiger een join e roken dan de meisjes (Chi²=25,378, df=2, p<0,001) Ander drugsgebruik Voor de schaal ander drugsgebruik werd de informaie voor de variabelen cocaïne, heroïne, LSD, amfeaminen, en andere illegale drugs samengenomen. Door de lage frequenies konden we slechs een onderscheid maken ussen diegenen die nooi één van deze middelen hebben gebruik (0) en diegenen die minsens één van deze middelen gebruiken, zonder e specificeren voor frequenie van gebruik (1). Jongens blijken vaker in de gebruikerscaegorie e zien dan meisjes (Fisher s exac es=19,447, df=1, p<0,000) Pijnsillers He gebruik van pijsillers word opgedeeld in 3 caegorieën: nooi (1), soms (enkele keren per jaar) (2), en vaak (minsens enkele keren per maand) (3). Meisjes gebruiken opmerkelijk vaker pijnsillers dan jongens (Chi²=106,705, df=2, p<0,001) Slaapmiddelen Van de ondervraagde jongeren bleek een overgroe meerderheid nooi slaapmiddelen e gebruiken. Voor de analyses word dan ook gewerk me een dichoome opdeling: nooi (0) en gebruiker (1). Er is een significane samenhang me geslach op.10 niveau, waarbij meisjes vaker gebruiker zijn van slaapmiddelen dan jongens (Fisher s exac es=2,796, df=1, p=0,094) De afhankelijke variabele delinquen gedrag De mae waarin de jongere devian gedrag sel werd bevraagd aan de hand van 8 iems, die ook werden gebruik door Moon (2000, p. 44). Er werd de adolescenen gevraagd: hoe vaak is he al gebeurd da je : (1) langer opbleef dan je ouders zeiden, (2) iemand zodanig pijn deed da er verband of een doker nodig waren, (3) gelogen egen je ouders over ies belangrijks, (4) ies meegenomen ui een winkel zonder er voor e bealen, (5) me opze schooleigendom vernieigd, (6) je ouders naar school moesen komen omwille van je gedrag, (7) een dag school heb overgeslagen zonder oesemming, (8) minsens één nach wegging zonder oesemming. De anwoordmogelijkheden waren: nooi- een enkele keer- meerdere keren. Facor analyse wees echer ui da he eerse iem afwijk van de res van de schaal. Di iem werd dan ook nie opgenomen in de delinquenieschaal. De reserende 7 iems veronen een hoge inerne coherenie me een Cronbach s alpha van Voor respondenen die een onbrekende waarde hadden op minder dan de helf van de iems werd een waarde 10

11 geïmpueerd op basis van de valide anwoorden. Omda de delinquenieschaal van naure nie normaal verdeeld is en een lange saar heef aan de recherkan, werd he nauurlijk logarime van de schaal berekend en gebruik in de analyses. De jongens scoren gemiddeld 3.75 op de delinquenieschaal, wa hoger is dan de meisjes die gemiddeld 2.42 scoren (df=1320, =7.78, p<.0001). 4.3 De onafhankelijke variabelen Gezinssiuaie De gezinssiuaie van de adolescenen word opgedeeld in drie caegorieën: inac gezin eenoudergezin nieuw samengeseld gezin. De eerse caegorie is van oepassing voor adolescenen die me beide (al dan nie gehuwde) biologische (of adopie-)ouders in eenzelfde huishouden wonen. De weede caegorie slaa op de adolescenen waarvan de biologische ouders ui elkaar zijn en waarvan de resideniële ouder(s) nie me een nieuwe parner samenleven. De derde caegorie en sloe is van oepassing op de adolescenen waarvan de biologische ouders ui elkaar zijn én waarvan minsens één van de resideniële ouders samenleef me een nieuwe parner. Een overzich van de gezinssiuaie van de respondenen in deze sudie is erug e vinden in abel 3. De gezinssiuaie van de jongens en meisjes in deze sudie is nie significan verschillend (Chi²=0,37, df=2, p= 0,83). Tabel 3. Gezinssiuaie naar geslach. Man vrouw Inac gezin 668 (79,4%) 382 (79,1%) Eenoudergezin 64 (7,6%) 41 (8,5%) Nieuw samengeseld gezin 109 (13,0%) 60 (12,4)% Twee gebreken aan de gebruike indeling zijn (1) da we geen onderscheid maken naargelang he geslach van de biologische ouder in eenoudergezinnen en nieuw samengeselde gezinnen en (2) da we he conac me de (evenuele) nie-resideniële ouder nie opnemen. He eerse gebrek is een gevolg van onvoldoende variaie in de seekproef me berekking o he geslach van de resideniele ouder: na een ouderlijke scheiding gaan kinderen immers vaker (hoofdzakelijk) bij de moeder wonen. De frequenie alleensaande vaders en vaders in nieuw samengeselde gezinnen is dan ook e laag om zinvolle analyses op e doen. He weede gebrek hang gedeelelijk samen me he eerse en is een gevolg van he nie gedeailleerd bevragen van de verblijfsregeling en de conacfrequenie me de nieresideniële ouder(s) na een ouderlijke scheiding in de vragenlijs De medierende gezinsvariabelen Relaie me de ouders De hechheid van de relaie me de moeder en vader werd bevraagd aan de hand van 3 iems (voor moeder en vader afzonderlijk): (1) Ik kan seeds erech bij mijn moeder/vader; (2) Mijn moeder/vader en ik kunnen samen goed praen, (3) Ik heb een heche verhouding me mijn moeder/vader. De anwoordmogelijkheden waren: helemaal eens eens- noch eens, noch oneens oneens helemaal oneens. De Cronbach s alpha is respecievelijk.87 voor de relaie me de moeder en.92 voor de relaie me de vader, wa wijs op een hoge inerne consisenie voor de wee schalen. Indien slechs 1 van de 3 iems een onbrekende waarde had, werd een waarde geïmpueerd op basis van de andere wee iems. De wee schalen worden aangemaak als de som van de drie vermelde iems en hebben een score ussen 0 en 12. Een hogere score slaa op een hechere relaie me de vader of moeder. 11

12 Jongens en meisjes scoren gemiddeld ongeveer even hoog inzake de relaie me de moeder (df=1306, =-1.17, p=0.2414), erwijl jongens gemiddeld wel hoger scoren inzake de relaie me de vader (df=1289, =4.24, p<.0001). Tabel 4 oon de verschillen in gemiddeldes ussen de gezinsypes, opgesplis naar geslach. Varianie-analyse en de ukey-es onen aan da de relaie me de moeder voor jongens significan lager is in nieuw samengeselde gezinnen dan in inace gezinnen (df=2; F-value=3,16; p<.05). Voor de meisjes vinden we geen significane verschillen ussen de verschillende gezinsypes wa de relaie me de moeder beref (df=2; F-value=0,02; p=.98). Voor de relaie me de vader vinden we wel signifcane verschillen bij jongens (df=2, F= 23.72, p<.001) én meisjes (df=2, F=10.92, p<.001) ussen enerzijds inace gezinnen en anderzijds eenoudergezinnen en nieuw samengeselde gezinnen. De groere associaie van gezinsype me de relaie me de vader kan deels verklaard worden door he fei da de adolescenen in de sudie na een ouderlijke scheiding vaker bij de moeder blijven wonen, en de relaie me de vader dus vaker een relaie me een nie-resideniële ouder is dan de relaie me de moeder. Tabel 4: Gemiddelde score op relaie me moeder en vader voor de verschillende gezinsypes, opgeslis naar geslach RELATIE MET DE MOEDER N Gemiddelde Sd-afwijking Jongens Inac gezin 658 8,92 2,36 Eenoudergezin 63 8,59 2,93 Nieuw samengeseld gezin 106 8,29 3,09 Meisjes Inac gezin 380 8,99 2,76 Eenoudergezin 41 9,07 3,19 Nieuw samengeseld gezin 60 8,97 2,52 RELATIE MET DE VADER N Gemiddelde Sd-afwijking Jongens Inac gezin 655 8,42 2,74 Eenoudergezin 60 6,62 3,74 Nieuw samengeseld gezin 103 6,63 3,80 Meisjes Inac gezin 374 7,62 3,07 Eenoudergezin 40 5,30 4,07 Nieuw samengeseld gezin 59 6,47 4, Ouderlijke monioring Ouderlijke monioring werd gemeen aan de hand van een schaal die eerder gebruik werd door Hoffmann (2002, p. 319) en besaa ui vijf iems die de adolescen vragen of de ouders ween: (1) wie de vriend(inn)en van de adolescen zijn, (2) wa de adolescen s avonds doe, (3) wa de adolescen na school doe, (4) hoe de adolescen zijn/haar geld beseed, (5) wa de adolescen in zijn/haar vrije ijd doe. De schaal ouderlijke monioring word gemaak op basis van de som van deze 5 iems en heef dus een waarde ussen 0 en 20. De schaal bleek inern coheren (Cronbach s alpha = 0.84) en ook de facor analyse oon aan da de vijf iems serk laden op éénzelfde facor. Indien minder dan de helf van de iems van deze schaal een onbrekende waarde hadden, werd een waarde geïmpueerd op basis van de valide anwoorden. 12

13 Tabel 5: Gemiddelde score op ouderlijke monioring voor de verschillende gezinsypes, opgeslis naar geslach OUDERLIJKE MONITORING N Gemiddelde Sd-afwijking Jongens Inac gezin ,06 4,51 Eenoudergezin 62 10,87 4,31 Nieuw samengeseld gezin ,97 4,59 Meisjes Inac gezin ,42 4,22 Eenoudergezin 41 13,22 4,81 Nieuw samengeseld gezin 60 11,78 4,37 De meisjes in de sudie scoren gemiddeld significan hoger inzake ouderlijke monioring dan de jongens (df=1310; =-5.35, p<.001). Tabel 5 oon de verschillen in gemiddeldes ussen de gezinsypes, opgesplis naar geslach. Zowel bij de jongens (df=2, F=4.28, p<0.05) als de meisjes (df=2, F=3.77, p<0.05) is er een signican verschil in ouderlijke monioring ussen de verschillende gezinsypes. De paarsgewijze vergelijking van de gemiddeldes oon echer enkel bij de meisjes een significan verschil in ouderlijke monioring ussen inace gezinnen en nieuw samengeselde gezinnen Gezinsklimaa De mae waarin de adolescen zich goed voel binnen zijn gezin, he zogenaamde gepercipieerde gezinsklimaa, werd gemeen aan de hand van 5 iems: (1) Op mijn ouders kan ik alijd verrouwen, (2) He is gezellig wonen huis, (3) Ik voel me huis geapprecieerd, (4) Over he algemeen is he weinig aangenaam om huis e wonen, (5) Als ik huis ben voel ik me nie goed op mijn gemak. De anwoordmogelijkheden waren: helemaal eens eensnoch eens, noch oneens oneens helemaal oneens. De schaal heef een hoge inerne consisenie (Cronbach s alpha=.85). Indien er voor één of maximaal wee iems geen gegevens waren, werd de waarde geïmpueerd op basis van de overige, valide, anwoorden. De schaal gezinsklimaa besaa ui de som van de 5 iems en heef een waarde ussen 0 en 20. Tabel 6: Gemiddelde score op gezinsklimaa voor de verschillende gezinsypes, opgeslis naar geslach GEZINSKLIMAAT N Gemiddelde Sd-afwijking Jongens Inac gezin ,93 3,37 Eenoudergezin 64 14,78 4,26 Nieuw samengeseld gezin ,61 4,36 Meisjes Inac gezin ,66 3,95 Eenoudergezin 41 15,07 3,88 Nieuw samengeseld gezin 60 14,98 4,26 De gemiddelde score op gezinsklimaa van de meisjes en jongens in de sudie is nie significan verschillend (df=1310; =-5.35, p<.001). 13

14 Tabel 6 oon de verschillen in gemiddeldes ussen de gezinsypes, opgesplis naar geslach. Varianie-analyse en de ukey-es onen aan da he gezinsklimaa voor jongens significan lager is in nieuw samengeselde gezinnen en eenoudergezinnen dan in inace gezinnen (df=2, F-value=8,41 p<.001). Voor de meisjes vinden we geen significane verschillen ussen de verschillende gezinsypes wa he gezinsklimaa beref (df=2, F-value= 1.05 p=0.3522) Conrolevariabelen Leefijd De leefijd van de adolescenen word opgenomen als conrolevariabele. Gemiddeld zijn de adolescenen in deze sudie 16,9 jaar. De jongens in de sudie zijn gemiddeld ies ouder dan de meisjes (16,9 jaar versus 16,6 jaar, df=1, =1311, p<.01) Financiele huissiuaie Om de financiële huissiuaie e bevragen werd gebruik gemaak van drie iems die peilen naar de economische welvaar van he gezin. De drie iems komen ui een onderzoek van Fischer en De Graaf (2001, p. 154): (1) moeie hebben om de eindjes aan elkaar e knopen, (2) kapoe spullen nie snel kunnen vervangen, (3) en geld moeen lenen voor noodzakelijke uigaven. De anwoordmogelijkheden liepen van nooi o alijd. De Cronbach s alpha voor de 3 iems bedraag 0.73, wijzend op een consisene schaal. De scores op deze 3 iems werden opgeeld en op basis van deze somscore werden 4 caegoriën aangemaak: nooi financiële problemen (somscore 0), soms financiële problemen (somscore 1 of 2), regelmaig financiele problemen (somscore van 3 of meer) en een onbrekende waarde voor financiele siuaie. De laase caegorie werd opgenomen omda 188 of 14,2% van de adolescenen een onbrekende waarde hebben voor deze variabele, en deze anders ui de analyse vallen. Meisjes en jongens verschillen nie significan in de mae da ze in de 4 caegoriën veregenwoordigd zijn (df=3, Chi²=5,406, p=0.144). 41,39% van de adolescenen melden nooi financiële problemen in he gezin, 31,04% soms en 14,20% meld een regelmaige problemaische financiele huissiuaie. Zowel bij jongens (df=6, Chi²= , p<0.001) als bij meisjes (df= 6, Chi²= , p<0.01) zijn de inace gezinnen relaief vaker veregenwoordigd in de caegorie me nooi financiële problemen en de eenoudergezinnen en nieuw samengeselde gezinnen meer in de caegorieën me soms of vaak een problemaische financiële huissiuaie Geloof Aan de adolescenen werd gevraagd hoe belangrijk geloof voor hen is. De anwoordmogelijkheden waren: zeer belangrijk (4) - belangrijk (3) - noch belangrijk, noch onbelangrijk (2) onbelangrijk (1)- zeer onbelangrijk (0). De variabele word opgenomen als een merische variabele. De meisjes in de sudie vinden geloof gemiddeld ies belangrijker dan de jongens (1,1 versus 1,3, df=1, =1308, p<.001). Varianie-analyse en de ukey-es onen aan da jongens in nieuw samengeselde gezinnen minder belang hechen aan geloof dan jongens in inace gezinnen (df=2, F=3.18, p<0.05), voor meisjes is er geen associaie ussen belang van geloof en he gezinsype (df=2, F=0.08, p=0.9233) Huidige sudieriching De adolescenen in deze sudie zien ofwel in he algemeen secundair onderwijs (ASO), he echnisch secundair onderwijs (TSO) of he beroepssecundair onderwijs (BSO). De verdeling van jongens en meisjes over de drie richingen is nie evenredig (df=2, Chi²= , p<.0001), me 64, 23% van de meisjes in een ASO-riching egenover 23,44% van de 14

15 jongens, 40,49% van de jongens in een TSO-riching versus 5,96% van de meisjes en 36,07% van de jongens in BSO-richingen en 19,67% van de meisjes. Zowel bij jongens (df=4, Chi²= , p<0.001) als bij meisjes (df=4, Chi²= , p<0.01) wonen er relaief meer adolescenen in eenoudergezinnen en nieuw samengeselde gezinnen in de TSO en BSO richingen in vergelijking me de ASO richingen Rollenparonen. Inzake de ouderlijke rolmodellen werd de adolescenen gevraagd om aan e geven hoe vaak respecievelijk hun vader en moeder (1) rook, (2) alcohol drink en (3) dronken is. De anwoordmogelijkheden waren: Nooi (0) - een of enkele keren per jaar (1) - een of enkele keren per maand (2) wekelijks (3) - meerdere keren per week (4) dagelijks (5). Deze variabelen worden opgenomen als merische variabelen me een hogere waarde wijzend op frequener roken, alchohol drinken of dronken zijn. He alcoholgebruik van de ouders lijk noch voor jongens (pa: df=2, F=0.13, p=0.8811; ma: df=2, F=1.52, p=0.2194), noch voor meisjes (pa: df=2, F=0.50,p=0.6048; ma: df=2, F=0.87, p=0.420) samen e hangen me de gezinssiuaie. Voor ouderlijk dronkenschap en rookgedrag vinden we echer wel een significane samenhang me gezinsype voor jongens en meisjes. Jongens in eenoudergezinnen en nieuw samengeselde gezinnen vermelden frequener dronkenschap van hun moeder (df=2, F= 13.25, p <.0001) dan jongens in inace gezinnen. Jongens in nieuw samengeselde gezinnen rapporeren ook frequener dronkenschap (df=2, F=5.07, p<0.01) en rookgedrag van hun vader (df=2, F=6.22, p<0.01) en frequener rookgedrag van hun moeder (df=2, F=6.92, p< 0.01) dan jongens in inace gezinnen. De meisjes in eenoudergezinnen rapporeren frequener dronkenschap van hun moeder(df=2, F=3.93, p<0.05) en hun vader (df=2, F=2,6.70, p<01) en frequener rrokgedrag van de moeder (df=2, F= 7.93, p<0.001) dan meisjes in inace gezinnen. Meisjes in nieuw samengeselde gezinnen ensloe rapporeren frequener rookgedrag van hun vader dan meisjes in inace gezinnen (df=2, F=8.25, p<0.001). Naas de ouderlijke rolmodellen werd ook he middelengebruik binnen de vriendenkring bevraagd. De adolescenen moesen aangeven hoe vaak hun vrienden (1) alcohol drinken, (2) dronken zijn, (3) roken, (4) joins roken, (5) drugs nemen. De anwoordmogelijkheden liepen van nooi (0) o alijd (4). Ook deze variabelen worden opgenomen als merische variabelen me een hogere waarde wijzend op frequener specifiek middelengebruik of dronken zijn. Er blijk geen samenhang e zijn voor meisjes en jongens qua frequenie van alcoholgebruik (jongens df=2, F=0.79, p=0.4537; meisjes df=2, F=1.02, p=0.3605) en dronkenschap (jongens df=2, F= 0.20, p=0.8169; meisjes df=2, F=2.02, p=0.1338) van de vrienden). Meisjes en jongens in nieuw samengeselde gezinnen rapporeren wel frequener rookgedrag van hun vrienden dan jongens en meisjes in inace gezinnen (jongens df=2, F=5.73, p<0.01; meisjes df=2, F=4.21, p<0.05), jongens in eenoudergezinnen rapporeren frequener marihuanagebruik (jongens df=2, F=5.40, p<0.01) en druggebruik (df=2, F=4.35, p<0.05) van hun vrienden dan diegenen in inace gezinnen. Meisjes in nieuw samengeselde gezinnen rapporeren frequener marihuanagebruik van hun vrienden dan meisjes in inace gezinnen (df=2, F=3.00, p<0.10), erwijl voor ander druggebruik geen associaie word gevonden me de gezinssiuaie voor meisjes (df=2, F=0.95, p=0.3861). Ten sloe werd de adolescenen ook gevraagd hoe vaak ze reeds druk hebben ervaren van hun vrienden om (1) alcohol e drinken, (2) dronken e zijn, (3) e roken, (4) joins e roken, (5) drugs e nemen. Ook hier liepen de anwoordmogelijkheden van nooi (0) o alijd (4) en worden de variabelen opgenomen als merische variabelen me een hogere waarde wijzend op meer druk vanui de vriendenkring. De druk die jongens en meisjes ervaren vanui de vriendenkring o alcoholgebruik (jongens df=2, F=0.66, p=0.5155; meisjes df=2, F= 1.33, p= ), dronkenschap (jongens df=2, F= 1.02, p=0.3612; meisjes df=2, F=0.29, p=.7504) en ander druggebruik (jongens df=2, F=:1.88, p=0.152; meisjes df=2, F= 0.42,p=0.6577) hang nie samen me de gezinssiuaie. Jongens in nieuw samengeselde gezinnen rapporeren 15

16 wel vaker druk vanui de vriendenkring o roken (df=2, F=4.10, p<0.05) en marihuanagebruik (df=2, F=4.12, p<0.05). Voor meisjes vinden we geen associaie ussen enerzijds de gezinssiuaie en anderzijds de druk vanui de vriendenkring o roken (df=2, F=0.37, p=0.6879) en marihuanagebruik (df=2, F=0.44, p=0.6419). Indien een specifiek rollenparoon nie werd bevraagd (bv. he druggebruik van de ouders), werden ook geen subsiuen in de analyse opgenomen. 16

17 5. Resulaen 5.1 Delinquenie (Tabel 7 en 8) Ui model 1 kunnen we een relaief serke samenhang afleiden ussen he wonen in een nieinac gezin en he sellen van delinquen gedrag bij jongens. He wonen in een éénoudergezin bleek he serkse effec e hebben op he veronen van delinquen gedrag maar ook jongens ui hersamengeselde gezinnen scoren significan hoger. Wa meisjes beref, bleek de samenhang ussen de gezinsvorm en delinquen gedrag minder eenduidig. Enkel he wonen in een hersamengeseld gezin verhoog de kans op delinquenie. Hierbij moe vermeld worden da de N bij meisjes een heel suk lager lig dan bij jongens, respecievelijk 482 en 840. In model 2 voerden we de 4 gezinsvariabelen oe aan he model. Er komen wee effecen consisen naar voren: zowel he hebben van een goede relaie me de biologische vader als een hoog niveau van ouderlijke monioring verlagen de kans op delinquenie. Deze wee effecen worden gevonden voor zowel jongens als meisjes. De relaie me de biologische moeder blijk minder bepalend voor he voorspellen van delinquenie bij meisjes en voor jongens is er zelfs helemaal geen samenhang. Ten sloe keken we nog naar he gezinsklimaa er voorspelling van delinquen gedrag. Voor beide geslachen vonden we een effec in de verwache riching (een gunsiger gezinsklimaa hang samen me een lager niveau van delinquenie) maar he effec was nie significan voor jongens. Na invoering van deze gezinsvariabelen bij jongens merken we da wonen in een eenoudergezin een kleinere voorspeller word voor delinquenie. Bij meisjes was hier iniieel al geen effec. Bij hersamengeselde gezinnen word he effec volledig weg verklaard bij beide groepen. Tabel 7: B-coëfficienen en sandaardfouen ( ) voor de regressieanalyses me de delinquenieschaal als afhankelijke variabele (jongens) DELINQUENTIE (LOG) JONGENS model 1 model 2 model 3 Inercep 3,505 (0,125) *** 2,323 (0,115) *** 0,836 (0,306) ** Gezinssiuaie (ref: inac gezin) - eenoudergezin 1,776 (0,421) *** 0,28 (0,091) ** 0,247 (0,090) ** - nieuw samengeseld gezin 0,853 (0,332) * 0,093 (0,071) 0,064 (0,072) Ouder-kind relaie - relaie me biologische moeder -0,001 (0,012) -0,009 (0,012) - relaie me biologische vader -0,037 (0,009) *** -0,031 (0,009) *** Gezinsklimaa -0,013 (0,009) -0,006 (0,009) Ouderlijke monioring -0,046 (0,006) *** -0,042 (0,006) *** Leefijd 0,082 (0,016) *** Financiële problemen (ref: nooi) - soms -0,045 (0,056) - vaak 0,177 (0,077) * - missing 0,070 (0,071) Belang van geloof -0,064 (0,023) ** Huidige sudieriching (ref: ASO) -TSO 0,042 (0,060) - BSO 0,085 (0,065) Aanal observaies R² 0,028 0,176 0,220 ***p<.001; **p<.01; *p<.05; p<.01 He oevoegen van achergrondvariabelen in model 3 lever geen specaculaire sijging op van de verklaarde variane inzake delinquen gedrag. Wel kunnen we enkele significane

18 effecen vassellen. Er werd een serk posiief leefijdseffec gevonden voor zowel jongens als meisjes. He vaak hebben van financiële problemen in he gezin verhoog de kans op delinquenie voornamelijk bij jongens en meisjes. Hoe meer belang adolescenen bovendien hechen aan geloof, hoe minder vaak ze delinquen gedrag sellen. Ook di effec is serker bij jongens. Er werd geen effec gevonden van de gevolgde sudieriching. Voor adolescene jongens kunnen we besluien da er een significane samenhang is ussen de gezinsvorm waarin hij opgroei en de mae waarin hij devian gedrag veroon. Adolescenen die wonen in een éénoudergezin hebben een hogere kans om delinquen gedrag e sellen dan hun leefijdsgenoen in inace en hersamengeselde gezinnen. Deze samenhang kan voor een groo deel verklaard worden door een lager niveau van supervisie en een slechere relaie me de biologische vader. Di leiden we af ui de serke sijging van de R² ussen model 1 en model 2. Wa meisjes beref is er geen samenhang ussen de gezinsvorm en delinquen gedrag na invoering van alle variabelen in he model. De significane samenhang ussen he wonen in een hersamengeseld gezin en delinquen gedrag in model 1 val volledig weg na he invoeren van de ouder-kind relaie, ouderlijke monioring en he gezinsklimaa. Tabel 8: B-coëfficienen en sandaardfouen ( ) voor de regressieanalyses me de delinquenieschaal als afhankelijke variabele (meisjes) DELINQUENTIE (LOG) MEISJES model 1 model 2 model 3 Inercep 0,989 (0,033) *** 2,142 (0,109) *** 0,600 (0,340) Gezinssiuaie (ref: inac gezin) - eenoudergezin 0,096 (0,105) -0,025 (0,092) -0,052 (0,094) - nieuw samengeseld gezin 0,203 (0,089) * 0,059 (0,077) 0,018 (0,077) Ouder-kind relaie - relaie me biologische moeder 0,025 (0,013) 0,021 (0,013) - relaie me biologische vader -0,038 (0,009) *** -0,030 (0,009) ** Gezinsklimaa -0,021 -(0,010) * -0,016 (0,010) Ouderlijke monioring -0,057 (0,007) *** -0,055 (0,007) *** Leefijd 0,084 (0,019) *** Financiële problemen (ref: nooi) - soms 0,105 (0,060) - vaak 0,160 (0,082) - missing 0,048 (0,088) Belang van geloof -0,045 (0,025) Huidige sudieriching (ref: ASO) - TSO 0,075 (0,071) - BSO -0,005 (0,073) Aanal observaies R² 0,012 0,277 0,324 ***p<.001; **p<.01; *p<.05; p< Drugs (Tabel 9 en 10) Voor he gebruik van drugs vinden we gelijklopende resulaen voor jongens en voor meisjes. Er word geen enkel significan effec gevonden van de gezinsvorm waarin men leef op he druggebruik bij adolescene jongeren (model 1). Voor jongens liggen de effecen echer wel in de verwache riching: minder druggebruik in inace gezinnen. Voor meisjes is he effec meer ambigu. Di is mogelijk e wijen aan he relaief lage aanal andere druggebruikers in de seekproef. De sandaardfouen zijn ook aan de hoge kan. 18

19 In model 2 vonden we, na oevoeging van de gezinsvariabelen, enkel een significan effec van ouderlijke monioring op druggebruik: hoe minder ouderlijke supervisie, hoe hoger de kans op he gebruik van drugs. We vinden deze samenhang voor zowel jongens als meisjes. He supervisie-effec blijf nagenoeg consan voor jongens na invoering van de achergrondvariabelen in model 3 maar voor meisjes word he minder significan. Ook hier werd een serk leefijdseffec gevonden voor jongens. Daarnaas bleek de gevolgde onderwijsvorm een belangrijke invloed ui e oefenen op he druggebruik: jongens en meisjes ui he beroepssecundair onderwijs en meisjes ui he echnisch onderwijs gebruiken significan vaker drugs dan adolescenen ui he algemeen secundair onderwijs. Bovendien vonden we nog een onverwach randsignifican negaief effec van de mae van financiële problemen in he gezin op he druggebruik bij meisjes: zij die zegden da er vaak financiële problemen waren in he gezin gebruiken minder vaak drugs. Tabel 9: B-coëfficienen en sandaardfouen ( ) voor de logisische regressie me ander druggebruik als afhankelijke variabele (jongens) DRUGS JONGENS model 1 (ref: nooi) model 2 (ref: nooi) model 3 (ref: nooi) model 4 (ref: nooi) Inercep -2,408 (0,141) *** -1,294 (0,574) * -7,790 (1,793) *** -6,265 (2,085) ** Gezinssiuaie (ref: inac gezin) - eenoudergezin 0,616 (0,387) 0,506 (0,419) 0,649 (0,439) 0,006 (0,553) - nieuw samengeseld gezin 0,318 (0,337) 0,341 (0,355) 0,183 (0,384) 0,234 (0,433) Ouder-kind relaie - relaie me biologische moeder 0,027 (0,061) -0,027 (0,065) -0,094 (0,075) - relaie me biologische vader -0,024 (0,046) -0,029 (0,049) 0,046 (0,057) Gezinsklimaa -0,008 (0,045) 0,026 (0,051) 0,048 (0,060) Ouderlijke monioring -0,098 (0,031) ** -0,097 (0,033) ** -0,099 (0,037) ** Leefijd 0,358 (0,097) *** 0,128 (0,114) Financiële problemen (ref: nooi) - soms -0,349 (0,330) 0,056 (0,379) - vaak -0,369 (0,421) -0,589 (0,495) - missing -0,413 (0,437) -0,001 (0,509) Belang van geloof -0,213 (0,136) -0,124 (0,147) Huidige sudieriching (ref: ASO) -TSO 0,461 (0,460) 0,286 (0,509) - BSO 1,131 (0,446) * 0,690 (0,498) Rollenparonen - frequenie druggebruik vriendenkring 1,0431 (0,129) *** - druk van vrienden o druggebruik 0,112 (0,254) Aanal observaies log likelihood (inercep only: 509,732) df ***p<.001; **p<.01; *p<.05; p< , , , , Ten sloe onderzochen we nog de invloed van peers op he druggebruik. Bij alle adolescenen blijk he gebruiken door de naase vriendenkring de belangrijkse voorspeller voor he eigen druggebruik. Jongens en meisjes die rapporeerden een frequen gebruikende vriendenkring e hebben, gebruiken zelf ook vaker drugs. Voor meisjes viel he supervisie effec volledig weg na invoering van de rollenparoonvariabelen. Voor jongens echer val he leefijdseffec en he effec van de huidige sudieriching weg. We kunnen besluien da he druggebruik van mannelijke adolescenen voorspeld kan worden door de mae van ouderlijke monioring in he gezin en vooral door de frequenie van druggebruik in de vriendenkring. De gezinsvorm waarin de adolescen opgroei, de ouderkind relaie en he gezinsklimaa veronen geen significane samenhang. Voor meisjes hang druggebruik he serks samen me de gevolgde onderwijsvorm: vooral meisjes ui he echnisch secundair onderwijs gebruiken significan vaker drugs. Deze bevinding moe echer me de nodige voorzichigheid geïnerpreeerd worden, gezien he lage aanal meisjes in TSO-richingen in onze seekproef. In de weede plaas kan he druggebruik bij meisjes verklaard worden door he gebruik van drugs door de peers. 19

20 Tabel 10: B-coëfficienen en sandaardfouen ( ) voor de logisische regressie me ander druggebruik als afhankelijke variabele (meisjes) DRUGS MEISJES model 1 (ref: nooi) model 2 (ref: nooi) model 3 (ref: nooi) model 4 (ref: nooi) Inercep -3,711 (0,337) *** -1,426 (0,974) -2,3196 (4,083) -1,5947 (4,916) Gezinssiuaie (ref: inac gezin) - eenoudergezin 0,741 (0,800) 0,432 (0,853) 0,562 (0,992) 1,1287 (1,138) - nieuw samengeseld gezin 0,344 (0,794) -0,258 (0,852) -0,896 (1,134) -0,846 (1,328) Ouder-kind relaie - relaie me biologische moeder 0,159 (0,132) 0,218 (0,150) 0,162 (0,177) - relaie me biologische vader -0,122 (0,094) -0,023 (0,104) -0,030 (0,117) Gezinsklimaa -0,038 (0,094) -0,065 (0,114) -0,092 (0,124) Ouderlijke monioring -0,194 (0,074) ** -0,240 (0,099) * -0,131 (0,103) Leefijd -0,066 (0,224) -0,292 (0,278) Financiële problemen (ref: nooi) - soms 0,053 (0,771) -0,588 (0,952) - vaak -1,8833 (1,235) -3,2635 (1,691) - missing -0,443 (1,233) -0,438 (1,274) Belang van geloof -0,148 (0,318) 0,199 (0,345) Huidige sudieriching (ref: ASO) -TSO 3,7322 (1,141) ** 3,2574 (1,192) ** - BSO 2,4955 (1,220) * 1,9412 (1,312) Rollenparonen - frequenie druggebruik vriendenkring 1,0534 (0,367) *** - druk van vrienden o druggebruik 0,984 (0,784) Aanal observaies -2 log likelihood (inercep only: 119,364) df ***p<.001; **p<.01; *p<.05; p< , , , , Marihuana (Tabel 11 en 12) Voor he gebruik van marihuana 3 vinden we in model 1 een effec van de gezinssiuaie voor jongens en meisjes. Jongens die in een eenoudergezin wonen, hebben een groere kans om regelmaig (dus minsens enkele keren per maand) marihuana e roken dan jongens in inace gezinnen, erwijl jongens in nieuw samengeselde gezinnen occasioneler een join roken dan jongens in inace gezinnen. Voor meisjes in een hersamengeseld gezin is de kans groer da ze marihuana roken dan hun vrouwelijke leefijdsgenoen in de andere gezinsvormen. De gevonden effecen zijn relaief serk. Ui he weede model kunnen we afleiden da ouderlijke monioring een belangrijke facor is in he voorspellen van marihuanagebruik. Di resulaa lig in lijn me de eerder gevonden verbanden ussen ouderlijke supervisie en middelengebruik. Ook de ouder-kind relaie is van belang. Bij jongens gaa een slechere band me de vader samen me een hogere kans op frequen marihuanagebruik. Bij meisjes werd een effec in dezelfde riching gevonden maar was di nie significan. Bij hen werd een opvallend effec gevonden me berekking o de relaie o de moeder. Hoe beer de moeder-docher relaie, hoe hoger de kans da meisjes vaak marihunana gebruiken. De gezinsvariabelen verklaren he effec van de gezinsvorm op marihuanagebruik weg voor de meisjes, maar nie voor de jongens. In model 3, waar de achergrondkenmerken worden oegevoegd aan he model, zien we da vooral leefijd naar voren kom als serkse posiieve predicor. Bij jongens zien we opnieuw da he belang da zij aan geloof hechen een nie onbelangrijke voorspeller is voor he roken van marihuana. Opmerkelijk is ook da na conrole voor de achergrondskenmerken een posiiever gezinsklimaa blijk samen e hangen me meer mariahuanagebruik voor de jongens. Bij meisjes is he effec van geloof nie significan. Bij hen bleek wel da he volgen 3 Me marihuanagebruik word enkel he roken van marihuana bedoeld 20