De invloed van gezinstype op middelengebruik en delinquent gedrag bij adolescenten

De invloed van gezinstype op middelengebruik en delinquent gedrag bij adolescenten. Tom Bekers, Sofie Vanassche, An Katrien Sodermans en Koen Matthijs Centrum voor Sociologisch Onderzoek (CeSO) Katholieke universiteit Leuven Parkstraat 45 bus 3601 B-3000 Leuven

[email protected] [email protected]

Versie: mei 2008 (voorlopige versie, niet citeren) 1. Inleiding De adolescentie is een moeilijke periode vol onzekerheden, en het hebben van een stabiele en gezonde gezinsomgeving wordt dan ook vaak als een belangrijk element beschouwd in het succesvol doorlopen ervan. In de wetenschappelijke literatuur vindt men inderdaad ook vaak een verband tussen de gezinssituatie en het algemene welzijn of de levenskwaliteit van adolescenten (oa Demuth & Brown, 2004; Fischer, 2004; Wells & Rankin, 1991). Toch zijn er ook studies die nauwelijks of geen verband vinden tussen de gezinssituatie en specifieke welzijnsindicatoren van kinderen binnen deze gezinssituaties (oa Hanson, 1999; Free, 1990). De algemene bevinding is echter dat adolescenten die een ouderlijke (echt)scheiding hebben meegemaakt, en als gevolg daarvan in een eenoudergezin of nieuw samengesteld gezin opgroeien, een groter risico hebben op bv. delinquent gedrag en middelengebruik dan adolescenten uit zogenaamd intacte gezinnen (Amato, 2001; Frost & Pakiz, 1990; Wells & Rankin, 1991). Gezien ongeveer 26 procent van de 12- tot 17-jarigen in het Vlaamse gewest een scheiding van hun ouders heeft meegemaakt (Lodewijckx, 2005, p. 27), gaat dit om een aanzienlijk deel van de Vlaamse jongeren. In de onderzoeksliteratuur rond de impact van een ouderlijke (echts)scheiding of de gezinssituatie op kinderen wordt vaak een onderscheid gemaakt tussen internaliserend en externaliserend probleemgedrag. Hierbij verwijst de eerste term naar het psychische welbevinden en de tweede naar de zichtbare gedragsproblemen (Bronselaer, 2007). Deze studie focust op het externaliserend gedrag en meer bepaald op het verband tussen de gezinssituatie en het middelengebruik en delinquent gedrag bij jongeren. Belangrijker nog dan de vraag of jongeren die een scheiding van de ouders achter de rug hebben een grotere kans op externaliserende problemen hebben, is de zoektocht naar de mediërende factoren in deze samenhang tussen ouderlijke scheiding en probleemgedrag. De oorzaken van dit verband zijn immers tot op heden voorwerp van discussie binnen de wetenschappelijke literatuur. Meer specifiek willen we nagaan of en hoe de relatie tussen de gezinssituatie en een ouderlijke (echt)scheiding enerzijds en middelengebruik en delinquentie anderzijds, gemedieerd wordt door de kwaliteit van de ouder-kind relatie, ouderlijke monitoring en de mate van conflict binnen het gezin. Hiervoor worden data gebruikt die in 2008 werden ingezameld bij 1424 scholieren van vijf secundaire scholen in twee Vlaamse steden.

2

2. Theoretische verklaringen voor de impact van een ouderlijke scheiding op gedragsproblemen bij jongeren Door de jaren heen werden reeds verscheidene theorieën gepresenteerd rond de invloed van een ouderlijke scheiding op de levenskwaliteit van de betrokken kinderen. Voor een uitgebreid literatuuroverzicht rond de impact van een ouderlijke scheiding op gedragsproblemen bij jongeren verwijzen we naar Bronselaer (2007) en Fisher (2004). In globo kunnen er twee grote groepen van verklaringen worden onderscheiden: theorieën die focussen op directe effecten van een ouderlijke (echt)scheiding op het welzijn van kinderen enerzijds, en theorieën die eerder de nadruk leggen op gezinsprocessen anderzijds. Typische voorbeelden van de eerste soort theorieën zijn de gezinsstructuurtheorie en de stresstheorieën. De eerste theorie veronderstelt dat een ‘normale’ gezinssituatie, waarbij de biologische ouders samen met hun kinderen een gezin vormen, noodzakelijk is om tot een succesvolle socialisatie van het kind te komen (Van Peer & Carrette, 2007). De stresstheorieën kunnen op hun beurt opgedeeld worden in twee grote groepen. De acutestresstheorie stelt dat een (echt-)scheiding een tijdelijke crisissituatie is, die tijdelijke gevolgen heeft op het welzijn van de adolescenten (Van Peer & Carrette, 2007). De chronische stresstheorieën stellen dat een echtscheiding allerlei transities met zich meebrengt die resulteren in stress, wat op zijn beurt een negatieve invloed heeft op het gedrag van adolescenten. Voorbeelden van dergelijke transtities zijn de ontbinding van de oorspronkelijke gezinsrelaties, nieuwe gezinssituaties, conflicten tussen de ouders, financiële achteruitgang, … (Van Peer & Carrette, 2007, p. 21). In de literatuur wordt op het eerste zicht vaak evidentie gevonden voor bovenstaande theorieën: kinderen uit intacte gezinnen gebruiken minder drugs (oa. Cookston, 1999; Doherty & Needle, 1991; Fewelling & Bauman, 1990; Hoffmann & Johnson, 1998; Hoffmann, 2002; Jenkins & Zunguze, 1998), drinken minder alcohol (oa. Cookston, 1999; Hoffmann & Johnson, 1998; Jenkins & Zunguze, 1998) gebruiken minder tabak (bijv. Jenkins & Zunguze, 1998) en vertonen minder vaak delinquent gedrag (oa. Amato, 2001; Wells & Rankin, 1991). Hierbij worden ook verschillen en interacties gevonden naar geslacht. Wat geslachtsverschillen in middelengebruik in het algemeen betreft, vond Lombaert (2005, pp. 71-101) dat dronkenschap en cannabisgebruik vaker voorkomt bij jongens dan bij meisjes, terwijl meisjes vaken slaap- of kalmeringsmiddelen gebruiken. Daarnaast zijn er ook indicaties van een interactie-effect tussen gezinstransities en geslacht: een (echt)scheiding op zich zou negatiever uitdraaien voor jongens dan voor meisjes, terwijl de vorming van een stiefgezin eerder bij meisjes dan bij jongens met externaliserend probleemgedrag is geassocieerd. Hertrouw, en dus het min of meer herstellen van de ‘normale’ gezinssituatie, zou een positieve invloed uitoefenen op het middelengebruik van jongens, terwijl meisjes nog meer middelen gaan gebruiken (Needle, Su & Doherty, 1990). Daarnaast vonden Doherty & Needle (1991) ook dat jongens meer middelengebruik zullen vertonen na de echtscheiding, terwijl meisjes reeds voor de scheiding een hogere mate van middelengebruik vertonen. De echtscheiding zelf zou op die manier voor meisjes over het algemeen geen substantiële verhoging van het middelengebruik met zich meebrengen. Er wordt door de auteurs gezinspeeld op de invloed van socialisatieprocessen. Zo zouden jongens zich bufferen voor de scheiding, de ouderlijke problemen afkaatsen of negeren, en instorten op het moment van de definitieve breuk tussen de ouders. Meisjes zouden zich daarentegen reeds vanaf de eerste tekenen aan de wand zorgen beginnen maken, en zich meer tot drugs, pijnstillers en andere middelen wenden. Een grote kritiek op de gezinsstructuurtheorie en de stresstheorieën is echter de inherente negatieve benadering van een (echt)scheiding, alsook de brede noemer waarop ze steunen: ze zijn weinig concreet in de verklaring van het effect van een ouderlijke scheiding op de uitkomsten voor kinderen en het effect van gezinsstructuur kan deels te wijten zijn aan onderliggende, ongecontroleerde gezinsprocessen. Daarnaast kunnen de meeste verklaringen die in beide theorieën worden gegeven bijna allemaal gelinkt worden aan alternatieve theorieën zoals de ouderlijke conflicttheorie en de afname van sociaal, cultureel

3

en economisch kapitaal (Fischer, 2004). Deze laatste soort van theorieën focust niet zozeer op de directe effecten van een specifieke gezinssituatie/geschiedenis, maar zoekt eerder verklaringen in specifieke gezinsprocessen. Immers, hoewel het identificeren van een relatie tussen gezinsstructuur en bijvoorbeeld middelengebruik op zich ook interessant is, is het blootleggen van de mechanismen die deze associate verklaren minstens even belangrijk (Flewelling & Bauman, 1990). Zo vinden bijvoorbeeld Demuth & Brown (2004) dat een groot deel van de verschillen tussen eenoudergezinnen en (intacte) tweeoudergezinnen inzake delinquent gedrag bij jongeren te wijten is aan verschillen in, onder meer, ouderlijke betrokkenheid en supervie. In deze studie willen we aandacht besteden aan drie verklaringsmechanismen die gelinkt kunnen worden met probleemgedrag bij jongeren: ouderlijke monitoring, de kwaliteit van de ouder-kindrelatie en het gezinsklimaat. In de volgende paragrafen gaan we wat dieper op deze aspecten in. 2.1 Ouder-kind relatie en ouderlijke monitoring In de literatuur is er een shift waar te nemen naar een focus op gezinskenmerken, -relaties en –processen, eerden dan op gezinsstructuur per se. Beide zijn uiteraard onvermijdelijk met elkaar verbonden, maar onderzoeksresultaten suggereren een grotere invloed van de context van gezinsrelaties dan van de gezinsstructuur op zich (o.a. Gill, Vega & Biafore, 1998; ). Zo wijzen Amato & Gilbreth (1999) op het belang van een kwaliteitsvolle ouder-kind relatie inzake het effect van een ouderlijke (echt)scheiding op probleemgedrag en stelt Kurdek (1994, p. 38) dat “what negatively affects children’s well-being is not so much the kind of family structure in which they reside, but the history of the quality and consistency of the parenting they receive.” Bijvoorbeeld, in de praktijk kan de complexititeit van stiefgezinnen immers nadelig zijn voor de ouder-kind relatie (Hetherington & Jodl, 1994) of kunnen kinderen in éénoudergezinnen juist een heel sterke band met één van de ouders, meestal de moeder, ontwikkelen (Ganong & Coleman, 2004), elk met hun eigen gevolgen voor de ontwikkeling van het kind. Het sociale controle perspectief stelt dat sterke en positieve ouder-kind relaties cruciaal zijn voor het verklaren van verschillen in middelengebruik en delinquent gederag in verschillende gezinsvormen (Kierkus & Baer, 2002; Crawford & Novak, 2008). De hechtheid van de ouder-kind relatie lijkt dan ook sterk geassocieerd met het voorkomen van delinquent gedrag bij jongeren (Demuth & Brown, 2004) (Echt)scheiding en de ermee samenhangende conflicten kunnen leiden tot overgestresseerde ouders, wat op zijn beurt nadelig is voor de ouder-kind relatie, de opvoeding en de ontwikkeling van de betrokken kinderen (Hoffman & Johnson, 1998; Larson & Gillman, 1999). Middelengebruik kan in dit geval een copingsstrategie zijn van adolescenten om om te gaan met de negatieve omstandigheden ten gevolge van, onder meer, een gebrek aan positieve gezinsrelaties (Needle, Su & Doherty, 1990). Ook in een studie van Denton en Kampfe (1994) werd het belang van gezinsinteractie besproken. Hieruit blijkt dat een positieve ouder-kind associatie vitaal is voor het ontwikkelen van een sterk zelfbeeld en voor de preventie van drugmisbruik. Bij gezinnen waarin de adolescenten drugs gebruiken blijkt de adolescent het in het algemeen vaker oneens te zijn met zijn/haar ouders. De gezinsomgeving wordt ook vaker als vijandig beschreven en de ouders worden een gebrek aan begrip, liefde, cohesie en samenwerking verweten. Een ander belangrijk aspect van de opvoeding is de ouderlijke supervie of monitoring. Een kwaliteitsvolle ouder-kind relatie en voldoende ouderlijke monitoring zijn immers negatief geassocieerd met de ontwikkeling van externaliserend probleemgedrag (Amato & Gilbreth, 1999; Demuth & Brown, 2004; Simons, Lin, Gordon, Conger & Lorenz, 1999). In een Vlaamse studie vonden De Groof & Smits (2006) dat de associatie tussen gezinsstructuur en gedragsproblemen verdween na controle voor ouderlijke monitoring door de vader. Crawford & Novak (2008) vonden zelfs dat de relaties met ouders en peers betere voorspellers zijn

4

van middelengebruik bij adolescenten (alcohol en marihuana) dan gezinsstructuur op zich. Negatieve uitkomsten voor ‘kinderen van de scheiding’ worden dus misschien niet zozeer door de ouderlijke breuk zelf verklaard, maar doordat de ouder-kind relaties in gescheiden families meer verstoord zijn dan in intacte gezinnen, met een hoge mate van conflict en weinig ouderlijke monitoring in de periode volgend op een (echt)scheiding of hertrouw (Hetherington & Jodl; 1994). Analoog vond Cookston (1999) dat intacte gezinnen een hogere ouderlijke supervisie hebben dan eenoudergezinnen en dat adolescenten afkomstig van gezinnen met minder ouderlijke supervisie meer alcohol gebruiken dan adolescenten in gezinnen met hogere supervisiescores. Daarnaast vond de auteur ook een significant interactie-effect tussen geslacht en supervisieniveau. Jongens uit een gezin met hoge supervisie hadden een lagere probleemgedragscore dan jongens uit een gezin met medium of lage supervisie, terwijl de probleemgedragscores voor vrouwen lager waren in zowel de hoge en mediumcategorie in vergelijking met de lage supervisiecategorie. Griffin et al. (2000) onderzochten eveneens de invloed van ouderlijke monitoring of controle bij adolescenten uit de zesde graad van New Yorkse ‘public middle schools’. Er bleek een marginaal negatief effect te zijn op de prevalentie van roken. Meer controle zorgt ervoor dat de adolescent in kwestie minder rookt. Bij het drankgedrag kwam men tot andere conclusies. Hier bleek er een significante relatie te zijn met geslacht. Meer monitoring ging samen met minder drinkende mannelijke adolescenten en meer drinkende vrouwelijke adolescenten. Dit ligt in de lijn van de resultaten van het onderzoek van Cookston. Bovendien bleek dat hoe vaker de ouders het huiswerk nakeken er door adolescenten in twee-oudergezinnen minder alcohol werd geconsumeerd. In andere woorden, de kenmerken van de opvoeding zijn belangrijke predictoren van het welzijn van een kind (Willets & Maroules, 2004) en volgens Amato (2000) is de kwaliteit van de opvoeding zelfs een van de beste predictoren van een kind zijn of haar welzijn 2.2 Conflicttheorieën en gezinsklimaat Naast de kemerken van de ouder-kind relatie en opvoeding wille we ook aandacht hebben voor de gezinssfeer waarin een kind opgroeit. De gezinsconflict theorie is eigenlijk een voorbeeld van een uitgewerkt stress model. De theorie gaat uit van het idee dat de mate van intra- en interhuishoudelijk conflict verantwoordelijk is voor negatieve uitkomsten voor kinderen hun welzijn (Doyle, Wolchik, & Dawson-McClure, 2002; Hanson, McLanahan & Thompson, 1996). Voortdurende conflicten kunnen heel nadelig zijn voor de betrokken kinderen (Grych & Fincham, 2001) en kunnen onder meer een negatieve invloed hebben op het psychologsch welzijn van kinderen (Carrette, 2007), en aan de oorzaak liggen van verschillende gedragsproblemen (Buehler & Gerard, 2002 in fisher, 2004). Daarnaast kan ook conflict binnen het huwelijk of binnen een relatie net zo nadelig zijn voor een kind, en een (echt)scheiding kan in dit geval zelfs soelaas brengen. Fischer en de Graaf (2001) vonden bijvoorbeeld in hun studie dat het voor gedragsproblemen niet of nauwelijks meer uit maakt of de ouders gaan scheiden, indien er reeds ernstige conflicten zijn. Als de echtscheiding er toe zou leiden dat de conflicten tussen de ouders ophouden of verminderen, is het voor de adolescent vaak zelfs een verbetering dat de ouders gaan scheiden. Het omgekeerde geldt uiteraard ook (Fischer en de Graaf, 2001, p. 153). Jenkins en Zunguze (1998) vinden gelijkaardige resultaten. Uit hun studie blijkt immers dat een ouderlijke echtscheiding slechts weinig impact heeft indien de relaties tussen de ouders gehandhaafd blijven. Ook Amato & Keith (1991) vinden in hun meta-analyse bevestiging voor dit conflictperspectief: kinderen in intacte gezinnen met veel conflict zijn slechter af dan zowel kinderen in intacte gezinnen met weinig conflict als kinderen in gescheiden gezinnen. In deze studie zullen we geen directe parameter van conflict binnen het gezin opnemen, maar wel een maat die uitdrukt hoe goed de adolescent zich voelt binnen de huidige gezinssituatie, of het zogenaamde subjectieve gezinsklimaat. We verwachten dat hoe meer conflict er binnen een gezin is, hoe negatiever de adolescent het gezinsklimaat zal

5

beoordelen. Het gezinsklimaat kan dan ook in zekere zin gezien worden als een proxy voor de mate van conflict binnen het gezin. 2.3 Ouderlijke rolmodellen en peers Naast het belang van ouderlijke monitoring en een kwaliteitsvolle ouder-kind relatie fungeren ouders ook als rolmodellen met betrekking tot het gedrag van kinderen. Uit een literatuurstudie van Denton en Kampfe (1994) blijkt dat de invloed van ouderlijk middelengebruik verschilt naargelang het middel. Zo zou meer alcoholgebruik bij de ouders samengaan met meer alcoholgebruik bij adolescenten, maar wordt voor marihuana geen effect gevonden. Er wordt gesuggereerd dat kinderen hun alcoholgebruik overnemen van hun ouders als copinggedrag. Met andere woorden, het zou hier om socialisatie gaan. Dit zou misschien ook de verschillende resultaten voor alcohol en marihuana kunnen verklaren. Het lijkt immers logisch dat ouders wel eens een glas drinken in het bijzijn van de kinderen, terwijl marihuana- of druggebruik toch gevoeliger liggen en men dat misschien eerder verborgen zou houden. Dit heeft wellicht veel te maken met het verschil in sociale aanvaarding van de beide middelen. Een hypocriete moraliteit werd ook als deel van de verklaring naar voren geschoven: ouders zouden hun kinderen dingen verbieden, die ze zelf wél (al dan niet stiekem) doen. Ook Reinharz et al. (2000) deden een onderzoek naar de invloed van ouderlijk middelengebruik waaruit bleek dat het een risicofactor is voor drugmisbruik en –afhankelijkheid, of toch althans voor mannen. Een andere mogelijk invloed gaat uit van de leeftijdsgenoten. Uit onderzoek van Jenkins en Zunguze (1998) bleek dat in bijna alle vergelijkingen de adolescenten afkomstig uit eenouder- en nieuw-samengestelde gezinnen, meer druggebruikende vrienden hadden, en dat die vrienden minder afkeurig stonden tegenover hun druggebruik. Uit de studies van Lombaert (2005) en Hofmman (1993) blijkt dat de normerende invloed van ouders en peers zeer belangrijke verklarende variabelen zijn van het middelengebruik van adolescenten. Hoewel peer invloed niet de focus is van dit onderzoek, wordt de variabele toch opgenomen in het model, deels omdat er door Smits (2005) op gewezen wordt dat er een samenhang zou zijn tussen de invloed van de ouders en de invloed van de leeftijdsgenoten.. Dit ondanks het feit dat ouders en leeftijdsgenoten tot de jaren ’70 afgeschilderd werden als tegenstanders die moesten strijden voor de loyaliteit van de adolescent. Nadien werd echter een doorbraak waargenomen door de erkenning van de onderlinge afhankelijkheid van sociale systemen. Zo zou een positieve ouder-kind relatie juist kunnen bijdragen aan de kwaliteit van relaties met leeftijdsgenoten, wat op zijn beurt de kans op de omgang met deviante leeftijdsgenoten en eigen deviant gedrag, kleiner maakt. Daarom spreekt Smits dan ook van zowel directe als indirecte invloeden van de ouders op het gedrag van de adolescenten. 3.

Hypothesen.

De doorgenomen literatuur leidde tot het formuleren van een aantal hypothesen. We formuleren onze hypothesen over middelengebruik in het algemeen, daar waar in het eigenlijk onderzoek een onderscheid wordt gemaakt tussen de verschillende types van middelengebruik. De centrale verwachting van ons onderzoek is dat adolescenten in intacte gezinnen minder middelen gebruiken en minder delinquent gedrag stellen dan jongeren van nietintacte gezinnen. We verwachten echter dat dit verband afzwakt naarmate er gecontroleerd wordt voor medierende variabelen en controlevariabelen. We zullen dan ook stapsgewijs variabelen aan ons model toevoegen. Model 1 bevat logischerwijze enkel de gezinsvariabele. Model 2 controleert voor de potentieel mediërende variabelen ouderlijke monitoring, kwaliteit van de ouder-kind relatie en gepercipieerd gezinsklimaat. Hierbij verwachten we dat een harmonieuzer gezinsklimaat leidt tot minder middelengebruik en

6

delinquent gedrag, dat meer monitoring leidt tot minder middelengebruik en delinquent gedrag en dat een betere relatie met de ouders gepaard gaat met minder middelengebruik en minder delinquent gedrag. We verwachten dus dat het toevoegen van deze variabelen het verband tussen de gezinssituatie en het middelengebruik zal afzwakken. Vervolgens worden in model 3 ook enkele controlevariabelen toegevoegd, namelijk leeftijd, belang van geloof, financiële situatie van de ouders en de gevolgde onderwijsvorm, en in model 4 wordt het middelengebruik van de ouders en vrienden van het kind ingevoegd. We verwachten dat hoe meer middelen de ouders en vrienden gebruiken, hoe groter de kans zal zijn dat de adolescent zelf ook vaker middelen gebruikt. Een overzicht van ons onderzoeksmodel is weergegeven in figuur 1. Figuur 1. Het onderzoeksmodel INTERMEDIËRENDE FACTOREN Middelengebruik ouders en peers

GEZINSSITUATIE:

Kwaliteit ouder - kind relatie -

Twee-oudergezin Eenoudergezin Nieuw samengesteld gezin

Ouderlijke controle of monitoring Perceptie gezinsklimaat -

EXTERNALISERENDE PROBLEMEN: Middelengebruik Delinquent gedrag

Controlevariabelen

7

4.

Methododologie

4.1 Data De datastet die we gebruiken bevat informatie van leerlingen uit de tweede en derde graad1 van vijf middelbare scholen uit 2 Vlaamse steden. In beide steden werden scholen uit het katholieke en rijksnet geselecteerd en er werd een evenwichtige vertegenwoording van het algemeen, beroeps en technisch secundair onderwijs nagestreefd. In totaal werden bruikbare gegevens verzameld bij 1412 adolescenten, waarvan 900 jongens en 512 meisjes, in 5 Vlaamse scholen. De verdeling van de leerlingen over de scholen is terug te vinden in tabel 1. Tabel 1: Overzicht van het aantal bevraagde jongeren in 5 Vlaamse scholen

Stad 1: - School 1

katholiek net

ASO

286 lln

- School 2

katholiek net

BSO en TSO

421 lln

- School 3

rijksnet

ASO, BSO en TSO

248 lln

- School 4

katholiek net

ASO, BSO en TSO

229 lln

- School 5

rijksnet

ASO, BSO en TSO

224 lln

Stad 2:

De verdere selectiecriteria die werden gebruikt voor dit onderzoek zijn: -

in het huishouden van (één van) de biologische ouders wonen (dus geen zelfstandig wonende adolescenten, jongeren die in een instelling verblijven, …).

-

(echt)scheiding als enige mogelijke oorzaak van het niet meer samenleven van beide biologische ouders (dus o.a. geen adolescenten waarvan een ouder is overleden, …).

Deze selectiecriteria resulteerden in een finale steekproef van 1324 jongeren, waarvan 841 jongens en 483 meisjes. Er is dus een scheve verdeling naar geslacht, wat te wijten is aan het feit dat één school bijna uitsluitend zogenaamde jongensrichtingen aanbiedt. 4.2 Variabelenoverzicht 4.2.1 De afhankelijke variabele middelengebruik Het gebruik van specifieke middelen werd bevraagd aan de hand 5 categorieën: nooit, meerdere keren per jaar, meerdere keren per maand, meerdere keren per week en dagelijks. De tabel in bijlage 1 geeft een overzicht van de antwoorden op de vragen naar specifiek middelengebruik in onze steekproef, opgesplitst naar geslacht. De oorspronkelijke vijf antwoordcategorieën werden met het oog op de analyse teruggevoerd tot twee, drie of vier categorieën. Dit gebeurde steeds op basis van de geobserveerde celfrequenties en met het oog op het inhoudelijk zinvol houden van de categorieën. Daarnaast werden op basis van enkele combinaties van middelen ook twee grotere schalen aangemaakt: alcoholgebruik en ‘ander druggebruik’2. De finale variabelen voor specifiek middelengebruik worden in onderstaande paragrafen verder toegelicht. Een overzicht van de frequenties voor deze variabelen is terug te vinden in tabel 2.

1

Er zijn ook 63 respondenten uit het zevende jaar die de vragenlijst invulden.

2

Ander druggebruik dan roken van een joint

8

Tabel 2: Frequenties van nieuw aangemaakte schalen voor middelengebruik voor jongens en meisjes Jongens % Meisjes %

Nooit 80 9,51 56 11,62

Jongens % Meisjes %

Nooit 581 69,83 368 76,51

Jongens % Meisjes %

Nooit 641 76,58 408 84,82

Jongens % Meisjes %

Nooit 354 42,45 260 54,62

Jongens % Meisjes %

Nooit 434 51,73 116 24,17

Jongens % Meisjes %

Nooit 762 90,93 465 97,28

Jongens % Meisjes %

Nooit 803 95,82 450 93,75

ALCOHOL Occasioneel Soms 173 260 20,57 30,92 138 218 28,63 45,23 ROKEN Soms Dagelijks 119 132 14,30 15,87 73 40 15,18 8,32 MARIHUANA Soms Vaak 88 108 10,51 12,90 52 21 10,81 4,37 DRONKEN Occasioneel Vaak 220 260 26,38 31,18 164 52 34,45 10,92 PIJNSTILLERS Soms Vaak 337 68 40,17 8,10 268 96 55,83 20,00 DRUGS Gebruiker Totaal 76 838 9,07 100 13 478 2,72 100 SLAAPPILLEN Gebruiker Totaal 35 838 4,18 100 30 480 6,25 100

Vaak 328 39,00 70 14,52

Totaal 841 100 482 100

Totaal 832 100 481 100 Totaal 837 100 481 100 Totaal 834 100 476 100 Totaal 839 100 480 100

4.2.1.1 Alcoholgebruik De schaal alcoholgebruik werd samengesteld door de informatie te combineren van de variabelen ‘bier’, ‘sterke drank’ en ‘cocktails’: de schaal kreeg telkens de hoogste waarde over deze drie variabelen heen. De schaal werd herleid tot vier categorieën, namelijk ‘nooit’ (1), ‘enkele keren per jaar’ (2), ‘enkele keren per maand’ (3) en ‘meerdere keren per week en dagelijks’ (4). Jongens blijken regelmatiger te drinken dan de meisjes, meisjes zijn vaker gelegenheidsdrinkers dan jongens (Chi²=88,19; df=3, p<0,001). 4.2.1.2 Dronkenschap Naast de tijdsfrequentie van het alcoholverbuik werd ook expliciet de gepercipieerde frequentie van dronkenschap bevraagd. Dronkenschap werd opgesplitst in drie categorieën: ‘nooit’ (1); ‘soms’ (enkele keren per jaar) (2); en ‘vaak’ (minstens enkele keren per maand) (3). Opnieuw rapporteren jongens vaker dronken te zijn dan meisjes (Chi²=68,505, df=2, p<0,000).

9

4.2.1.3 Tabaksgebruik Voor het tabakgebruik van de jongeren werd in één item gepeild naar de frequentie van het roken van sigaren of sigaretten. De oorspronkelijke antwoordcategorieën werden herleid tot drie categorieën, namelijk ‘nooit’ (1), ‘soms’ (2), en ‘dagelijks’ (3). De categorie ‘soms’ omvat hierbij alle categorieën tussen de eerste en laatste categorie. De jongens in onze steekproef blijken opnieuw vaker te roken dan de meisjes (Chi²=15,29893, df=2, p<0,001). 4.2.1.4 Marihuanagebruik Voor marihuanagebruik werden de oorspronkelijke vijf categorieën opgesplitst in nooitgebruikers (1), occasionele gebruikers (2) en regelmatige gebruikers (minstens enkele keren per maand) (3). De jongens in onze studie blijken regelmatiger een joint te roken dan de meisjes (Chi²=25,378, df=2, p<0,001). 4.2.1.5 Ander drugsgebruik Voor de schaal ander drugsgebruik werd de informatie voor de variabelen cocaïne, heroïne, LSD, amfetaminen, en andere illegale drugs samengenomen. Door de lage frequenties konden we slechts een onderscheid maken tussen diegenen die nooit één van deze middelen hebben gebruikt (0) en diegenen die minstens één van deze middelen gebruiken, zonder te specificeren voor frequentie van gebruik (1). Jongens blijken vaker in de gebruikerscategorie te zitten dan meisjes (Fisher’s exact test=19,447, df=1, p<0,000). 4.2.1.6 Pijnstillers Het gebruik van pijstillers wordt opgedeeld in 3 categorieën: ‘nooit’ (1), ‘soms’ (enkele keren per jaar) (2), en ‘vaak’ (minstens enkele keren per maand) (3). Meisjes gebruiken opmerkelijk vaker pijnstillers dan jongens (Chi²=106,705, df=2, p<0,001). 4.2.1.7 Slaapmiddelen Van de ondervraagde jongeren bleek een overgrote meerderheid nooit slaapmiddelen te gebruiken. Voor de analyses wordt dan ook gewerkt met een dichotome opdeling: ‘nooit’ (0) en ‘gebruiker’ (1). Er is een significante samenhang met geslacht op .10 niveau, waarbij meisjes vaker gebruiker zijn van slaapmiddelen dan jongens (Fisher’s exact test=2,796, df=1, p=0,094). 4.2.2

De afhankelijke variabele delinquent gedrag

De mate waarin de jongere deviant gedrag stelt werd bevraagd aan de hand van 8 items, die ook werden gebruikt door Moon (2000, p. 44). Er werd de adolescenten gevraagd:” hoe vaak is het al gebeurd dat je …”: (1) langer opbleef dan je ouders zeiden, (2) iemand zodanig pijn deed dat er verband of een dokter nodig waren, (3) gelogen tegen je ouders over iets belangrijks, (4) iets meegenomen uit een winkel zonder er voor te betalen, (5) met opzet schooleigendom vernietigd, (6) je ouders naar school moesten komen omwille van je gedrag, (7) een dag school hebt overgeslagen zonder toestemming, (8) minstens één nacht wegging zonder toestemming. De antwoordmogelijkheden waren: nooit- een enkele keer- meerdere keren. Factor analyse wees echter uit dat het eerste item afwijkt van de rest van de schaal. Dit item werd dan ook niet opgenomen in de delinquentieschaal. De resterende 7 items vertonen een hoge interne coherentie met een Cronbach’s alpha van 0.80. Voor respondenten die een ontbrekende waarde hadden op minder dan de helft van de items werd een waarde

10

geïmputeerd op basis van de valide antwoorden. Omdat de delinquentieschaal van nature niet normaal verdeeld is en een lange staart heeft aan de rechterkant, werd het natuurlijk logaritme van de schaal berekend en gebruikt in de analyses. De jongens scoren gemiddeld 3.75 op de delinquentieschaal, wat hoger is dan de meisjes die gemiddeld 2.42 scoren (df=1320, t=7.78, p<.0001). 4.3 De onafhankelijke variabelen 4.3.1 Gezinssituatie De gezinssituatie van de adolescenten wordt opgedeeld in drie categorieën: intact gezin – eenoudergezin – nieuw samengesteld gezin. De eerste categorie is van toepassing voor adolescenten die met beide (al dan niet gehuwde) biologische (of adoptie-)ouders in eenzelfde huishouden wonen. De tweede categorie slaat op de adolescenten waarvan de biologische ouders uit elkaar zijn en waarvan de residentiële ouder(s) niet met een nieuwe partner samenleven. De derde categorie ten slotte is van toepassing op de adolescenten waarvan de biologische ouders uit elkaar zijn én waarvan minstens één van de residentiële ouders samenleeft met een nieuwe partner. Een overzicht van de gezinssituatie van de respondenten in deze studie is terug te vinden in tabel 3. De gezinssituatie van de jongens en meisjes in deze studie is niet significant verschillend (Chi²=0,37, df=2, p= 0,83). Tabel 3. Gezinssituatie naar geslacht. Intact gezin Eenoudergezin Nieuw samengesteld gezin

Man

vrouw

668 (79,4%)

382 (79,1%)

64 (7,6%)

41 (8,5%)

109 (13,0%)

60 (12,4)%

Twee gebreken aan de gebruikte indeling zijn (1) dat we geen onderscheid maken naargelang het geslacht van de biologische ouder in eenoudergezinnen en nieuw samengestelde gezinnen en (2) dat we het contact met de (eventuele) niet-residentiële ouder niet opnemen. Het eerste gebrek is een gevolg van onvoldoende variatie in de steekproef met betrekking tot het geslacht van de residentiele ouder: na een ouderlijke scheiding gaan kinderen immers vaker (hoofdzakelijk) bij de moeder wonen. De frequentie alleenstaande vaders en vaders in nieuw samengestelde gezinnen is dan ook te laag om zinvolle analyses op te doen. Het tweede gebrek hangt gedeeltelijk samen met het eerste en is een gevolg van het niet gedetailleerd bevragen van de verblijfsregeling en de contactfrequentie met de nietresidentiële ouder(s) na een ouderlijke scheiding in de vragenlijst. 4.3.2 De medierende gezinsvariabelen 4.3.2.1 Relatie met de ouders De hechtheid van de relatie met de moeder en vader werd bevraagd aan de hand van 3 items (voor moeder en vader afzonderlijk): (1) Ik kan steeds terecht bij mijn moeder/vader; (2) Mijn moeder/vader en ik kunnen samen goed praten, (3) Ik heb een hechte verhouding met mijn moeder/vader. De antwoordmogelijkheden waren: helemaal eens – eens- noch eens, noch oneens – oneens – helemaal oneens. De Cronbach’s alpha is respectievelijk .87 voor de relatie met de moeder en .92 voor de relatie met de vader, wat wijst op een hoge interne consistentie voor de twee schalen. Indien slechts 1 van de 3 items een ontbrekende waarde had, werd een waarde geïmputeerd op basis van de andere twee items. De twee schalen worden aangemaakt als de som van de drie vermelde items en hebben een score tussen 0 en 12. Een hogere score slaat op een hechtere relatie met de vader of moeder.

11

Jongens en meisjes scoren gemiddeld ongeveer even hoog inzake de relatie met de moeder (df=1306, t=-1.17, p=0.2414), terwijl jongens gemiddeld wel hoger scoren inzake de relatie met de vader (df=1289, t=4.24, p<.0001). Tabel 4 toont de verschillen in gemiddeldes tussen de gezinstypes, opgesplitst naar geslacht. Variantie-analyse en de tukey-test tonen aan dat de relatie met de moeder voor jongens significant lager is in nieuw samengestelde gezinnen dan in intacte gezinnen (df=2; F-value=3,16; p<.05). Voor de meisjes vinden we geen significante verschillen tussen de verschillende gezinstypes wat de relatie met de moeder betreft (df=2; F-value=0,02; p=.98). Voor de relatie met de vader vinden we wel signifcante verschillen bij jongens (df=2, F= 23.72, p<.001) én meisjes (df=2, F=10.92, p<.001) tussen enerzijds intacte gezinnen en anderzijds eenoudergezinnen en nieuw samengestelde gezinnen. De grotere associatie van gezinstype met de relatie met de vader kan deels verklaard worden door het feit dat de adolescenten in de studie na een ouderlijke scheiding vaker bij de moeder blijven wonen, en de relatie met de vader dus vaker een relatie met een niet-residentiële ouder is dan de relatie met de moeder. Tabel 4: Gemiddelde score op relatie met moeder en vader voor de verschillende gezinstypes, opgeslitst naar geslacht RELATIE MET DE MOEDER N Gemiddelde Std-afwijking Jongens Intact gezin 658 8,92 2,36 Eenoudergezin 63 8,59 2,93 Nieuw samengesteld gezin 106 8,29 3,09 Meisjes Intact gezin 380 8,99 2,76 Eenoudergezin 41 9,07 3,19 Nieuw samengesteld gezin 60 8,97 2,52 RELATIE MET DE VADER N Gemiddelde Std-afwijking Jongens Intact gezin 655 8,42 2,74 Eenoudergezin 60 6,62 3,74 Nieuw samengesteld gezin 103 6,63 3,80 Meisjes Intact gezin 374 7,62 3,07 Eenoudergezin 40 5,30 4,07 Nieuw samengesteld gezin 59 6,47 4,12

4.3.2.2 Ouderlijke monitoring Ouderlijke monitoring werd gemeten aan de hand van een schaal die eerder gebruikt werd door Hoffmann (2002, p. 319) en bestaat uit vijf items die de adolescent vragen of de ouders weten: (1) wie de vriend(inn)en van de adolescent zijn, (2) wat de adolescent ’s avonds doet, (3) wat de adolescent na school doet, (4) hoe de adolescent zijn/haar geld besteedt, (5) wat de adolescent in zijn/haar vrije tijd doet. De schaal ouderlijke monitoring wordt gemaakt op basis van de som van deze 5 items en heeft dus een waarde tussen 0 en 20. De schaal bleek intern coherent (Cronbach’s alpha = 0.84) en ook de factor analyse toont aan dat de vijf items sterk laden op éénzelfde factor. Indien minder dan de helft van de items van deze schaal een ontbrekende waarde hadden, werd een waarde geïmputeerd op basis van de valide antwoorden.

12

Tabel 5: Gemiddelde score op ouderlijke monitoring voor de verschillende gezinstypes, opgeslitst naar geslacht OUDERLIJKE MONITORING N Gemiddelde Std-afwijking Jongens Intact gezin 662 12,06 4,51 Eenoudergezin 62 10,87 4,31 Nieuw samengesteld gezin 109 10,97 4,59 Meisjes Intact gezin 378 13,42 4,22 Eenoudergezin 41 13,22 4,81 Nieuw samengesteld gezin 60 11,78 4,37

De meisjes in de studie scoren gemiddeld significant hoger inzake ouderlijke monitoring dan de jongens (df=1310; t=-5.35, p<.001). Tabel 5 toont de verschillen in gemiddeldes tussen de gezinstypes, opgesplitst naar geslacht. 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 signicant verschil in ouderlijke monitoring tussen de verschillende gezinstypes. De paarsgewijze vergelijking van de gemiddeldes toont echter enkel bij de meisjes een significant verschil in ouderlijke monitoring tussen intacte gezinnen en nieuw samengestelde gezinnen. 4.3.2.3 Gezinsklimaat De mate waarin de adolescent zich goed voelt binnen zijn gezin, het zogenaamde gepercipieerde gezinsklimaat, werd gemeten aan de hand van 5 items: (1) Op mijn ouders kan ik altijd vertrouwen, (2) Het is gezellig wonen thuis, (3) Ik voel me thuis geapprecieerd, (4) Over het algemeen is het weinig aangenaam om thuis te wonen, (5) Als ik thuis ben voel ik me niet goed op mijn gemak. De antwoordmogelijkheden waren: helemaal eens – eensnoch eens, noch oneens – oneens – helemaal oneens. De schaal heeft een hoge interne consistentie (Cronbach’s alpha=.85). Indien er voor één of maximaal twee items geen gegevens waren, werd de waarde geïmputeerd op basis van de overige, valide, antwoorden. De schaal gezinsklimaat bestaat uit de som van de 5 items en heeft een waarde tussen 0 en 20. Tabel 6: Gemiddelde score op gezinsklimaat voor de verschillende gezinstypes, opgeslitst naar geslacht GEZINSKLIMAAT N Gemiddelde Std-afwijking Jongens Intact gezin 662 Eenoudergezin 64 Nieuw samengesteld gezin 107 Meisjes Intact gezin 380 Eenoudergezin 41 Nieuw samengesteld gezin 60

15,93 14,78 14,61

3,37 4,26 4,36

15,66 15,07 14,98

3,95 3,88 4,26

De gemiddelde score op gezinsklimaat van de meisjes en jongens in de studie is niet significant verschillend (df=1310; t=-5.35, p<.001).

13

Tabel 6 toont de verschillen in gemiddeldes tussen de gezinstypes, opgesplitst naar geslacht. Variantie-analyse en de tukey-test tonen aan dat het gezinsklimaat voor jongens significant lager is in nieuw samengestelde gezinnen en eenoudergezinnen dan in intacte gezinnen (df=2, F-value=8,41 p<.001). Voor de meisjes vinden we geen significante verschillen tussen de verschillende gezinstypes wat het gezinsklimaat betreft (df=2, F-value= 1.05 p=0.3522). 4.3.3 Controlevariabelen 4.3.3.1 Leeftijd De leeftijd van de adolescenten wordt opgenomen als controlevariabele. Gemiddeld zijn de adolescenten in deze studie 16,9 jaar. De jongens in de studie zijn gemiddeld iets ouder dan de meisjes (16,9 jaar versus 16,6 jaar, df=1, t=1311, p<.01). 4.3.3.2 Financiele thuissituatie Om de financiële thuissituatie te bevragen werd gebruik gemaakt van drie items die peilen naar de economische welvaart van het gezin. De drie items komen uit een onderzoek van Fischer en De Graaf (2001, p. 154): (1) moeite hebben om de eindjes aan elkaar te knopen, (2) kapotte spullen niet snel kunnen vervangen, (3) en geld moeten lenen voor noodzakelijke uitgaven. De antwoordmogelijkheden liepen van nooit tot altijd. De Cronbach’s alpha voor de 3 items bedraagt 0.73, wijzend op een consistente schaal. De scores op deze 3 items werden opgeteld en op basis van deze somscore werden 4 categoriën aangemaakt: nooit financiële problemen (somscore 0), soms financiële problemen (somscore 1 of 2), regelmatig financiele problemen (somscore van 3 of meer) en een ontbrekende waarde voor financiele situatie. De laatste categorie werd opgenomen omdat 188 of 14,2% van de adolescenten een onbrekende waarde hebben voor deze variabele, en deze anders uit de analyse vallen. Meisjes en jongens verschillen niet significant in de mate dat ze in de 4 categoriën vertegenwoordigd zijn (df=3, Chi²=5,406, p=0.144). 41,39% van de adolescenten melden nooit financiële problemen in het gezin, 31,04% soms en 14,20% meldt een regelmatige problematische financiele thuissituatie. Zowel bij jongens (df=6, Chi²=24.4324, p<0.001) als bij meisjes (df= 6, Chi²=18.6010, p<0.01) zijn de intacte gezinnen relatief vaker vertegenwoordigd in de categorie met nooit financiële problemen en de eenoudergezinnen en nieuw samengestelde gezinnen meer in de categorieën met soms of vaak een problematische financiële thuissituatie. 4.3.3.3 Geloof Aan de adolescenten werd gevraagd hoe belangrijk geloof voor hen is. De antwoordmogelijkheden waren: zeer belangrijk (4) - belangrijk (3) - noch belangrijk, noch onbelangrijk (2) – onbelangrijk (1)- zeer onbelangrijk (0). De variabele wordt opgenomen als een metrische variabele. De meisjes in de studie vinden geloof gemiddeld iets belangrijker dan de jongens (1,1 versus 1,3, df=1, t=1308, p<.001). Variantie-analyse en de tukey-test tonen aan dat jongens in nieuw samengestelde gezinnen minder belang hechten aan geloof dan jongens in intacte gezinnen (df=2, F=3.18, p<0.05), voor meisjes is er geen associatie tussen belang van geloof en het gezinstype (df=2, F=0.08, p=0.9233). 4.3.3.4 Huidige studierichting De adolescenten in deze studie zitten ofwel in het algemeen secundair onderwijs (ASO), het technisch secundair onderwijs (TSO) of het beroepssecundair onderwijs (BSO). De verdeling van jongens en meisjes over de drie richtingen is niet evenredig (df=2, Chi²=214.0928, p<.0001), met 64, 23% van de meisjes in een ASO-richting tegenover 23,44% van de

14

jongens, 40,49% van de jongens in een TSO-richting versus 5,96% van de meisjes en 36,07% van de jongens in BSO-richtingen en 19,67% van de meisjes. Zowel bij jongens (df=4, Chi²= 20.8875 , p<0.001) als bij meisjes (df=4, Chi²=16.7276, p<0.01) wonen er relatief meer adolescenten in eenoudergezinnen en nieuw samengestelde gezinnen in de TSO en BSO richtingen in vergelijking met de ASO richtingen. 4.3.4 Rollenpatronen. Inzake de ouderlijke rolmodellen werd de adolescenten gevraagd om aan te geven hoe vaak respectievelijk hun vader en moeder (1) rookt, (2) alcohol drinkt en (3) dronken is. De antwoordmogelijkheden waren: Nooit (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 metrische variabelen met een hogere waarde wijzend op frequenter roken, alchohol drinken of dronken zijn. Het alcoholgebruik van de ouders lijkt 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 te hangen met de gezinssituatie. Voor ouderlijk dronkenschap en rookgedrag vinden we echter wel een significante samenhang met gezinstype voor jongens en meisjes. Jongens in eenoudergezinnen en nieuw samengestelde gezinnen vermelden frequenter dronkenschap van hun moeder (df=2, F= 13.25, p <.0001) dan jongens in intacte gezinnen. Jongens in nieuw samengestelde gezinnen rapporteren ook frequenter dronkenschap (df=2, F=5.07, p<0.01) en rookgedrag van hun vader (df=2, F=6.22, p<0.01) en frequenter rookgedrag van hun moeder (df=2, F=6.92, p< 0.01) dan jongens in intacte gezinnen. De meisjes in eenoudergezinnen rapporteren frequenter dronkenschap van hun moeder(df=2, F=3.93, p<0.05) en hun vader (df=2, F=2,6.70, p<01) en frequenter rrokgedrag van de moeder (df=2, F= 7.93, p<0.001) dan meisjes in intacte gezinnen. Meisjes in nieuw samengestelde gezinnen tenslotte rapporteren frequenter rookgedrag van hun vader dan meisjes in intacte gezinnen (df=2, F=8.25, p<0.001). Naast de ouderlijke rolmodellen werd ook het middelengebruik binnen de vriendenkring bevraagd. De adolescenten moesten aangeven hoe vaak hun vrienden (1) alcohol drinken, (2) dronken zijn, (3) roken, (4) joints roken, (5) drugs nemen. De antwoordmogelijkheden liepen van nooit (0) tot altijd (4). Ook deze variabelen worden opgenomen als metrische variabelen met een hogere waarde wijzend op frequenter specifiek middelengebruik of dronken zijn. Er blijkt geen samenhang te zijn voor meisjes en jongens qua frequentie 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 samengestelde gezinnen rapporteren wel frequenter rookgedrag van hun vrienden dan jongens en meisjes in intacte gezinnen (jongens df=2, F=5.73, p<0.01; meisjes df=2, F=4.21, p<0.05), jongens in eenoudergezinnen rapporteren frequenter 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 intacte gezinnen. Meisjes in nieuw samengestelde gezinnen rapporteren frequenter marihuanagebruik van hun vrienden dan meisjes in intacte gezinnen (df=2, F=3.00, p<0.10), terwijl voor ander druggebruik geen associatie wordt gevonden met de gezinssituatie voor meisjes (df=2, F=0.95, p=0.3861). Ten slotte werd de adolescenten ook gevraagd hoe vaak ze reeds druk hebben ervaren van hun vrienden om (1) alcohol te drinken, (2) dronken te zijn, (3) te roken, (4) joints te roken, (5) drugs te nemen. Ook hier liepen de antwoordmogelijkheden van nooit (0) tot altijd (4) en worden de variabelen opgenomen als metrische variabelen met een hogere waarde wijzend op meer druk vanuit de vriendenkring. De druk die jongens en meisjes ervaren vanuit de vriendenkring tot alcoholgebruik (jongens df=2, F=0.66, p=0.5155; meisjes df=2, F= 1.33, p= 0.2653), 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) hangt niet samen met de gezinssituatie. Jongens in nieuw samengestelde gezinnen rapporteren

15

wel vaker druk vanuit de vriendenkring tot roken (df=2, F=4.10, p<0.05) en marihuanagebruik (df=2, F=4.12, p<0.05). Voor meisjes vinden we geen associatie tussen enerzijds de gezinssituatie en anderzijds de druk vanuit de vriendenkring tot roken (df=2, F=0.37, p=0.6879) en marihuanagebruik (df=2, F=0.44, p=0.6419). Indien een specifiek rollenpatroon niet werd bevraagd (bv. het druggebruik van de ouders), werden ook geen substituten in de analyse opgenomen.

16

5. Resultaten 5.1 Delinquentie (Tabel 7 en 8) Uit model 1 kunnen we een relatief sterke samenhang afleiden tussen het wonen in een nietintact gezin en het stellen van delinquent gedrag bij jongens. Het wonen in een éénoudergezin bleek het sterkste effect te hebben op het vertonen van delinquent gedrag maar ook jongens uit hersamengestelde gezinnen scoren significant hoger. Wat meisjes betreft, bleek de samenhang tussen de gezinsvorm en delinquent gedrag minder eenduidig. Enkel het wonen in een hersamengesteld gezin verhoogt de kans op delinquentie. Hierbij moet vermeld worden dat de N bij meisjes een heel stuk lager ligt dan bij jongens, respectievelijk 482 en 840. In model 2 voerden we de 4 gezinsvariabelen toe aan het model. Er komen twee effecten consistent naar voren: zowel het hebben van een goede relatie met de biologische vader als een hoog niveau van ouderlijke monitoring verlagen de kans op delinquentie. Deze twee effecten worden gevonden voor zowel jongens als meisjes. De relatie met de biologische moeder blijkt minder bepalend voor het voorspellen van delinquentie bij meisjes en voor jongens is er zelfs helemaal geen samenhang. Ten slotte keken we nog naar het gezinsklimaat ter voorspelling van delinquent gedrag. Voor beide geslachten vonden we een effect in de verwachte richting (een gunstiger gezinsklimaat hangt samen met een lager niveau van delinquentie) maar het effect was niet significant voor jongens. Na invoering van deze gezinsvariabelen bij jongens merken we dat wonen in een eenoudergezin een kleinere voorspeller wordt voor delinquentie. Bij meisjes was hier initieel al geen effect. Bij hersamengestelde gezinnen wordt het effect volledig weg verklaard bij beide groepen. Tabel 7: B-coëfficienten en standaardfouten ( ) voor de regressieanalyses met de delinquentieschaal als afhankelijke variabele (jongens) DELINQUENTIE (LOG) JONGENS Intercept Gezinssituatie (ref: intact gezin) - eenoudergezin - nieuw samengesteld gezin Ouder-kind relatie - relatie met biologische moeder - relatie met biologische vader Gezinsklimaat Ouderlijke monitoring Leeftijd Financiële problemen (ref: nooit) - soms - vaak - missing Belang van geloof Huidige studierichting (ref: ASO) -TSO - BSO Aantal observaties R² ***p<.001; **p<.01; *p<.05; tp<.01

model 1 model 2 model 3 3,505 (0,125) *** 2,323 (0,115) *** 0,836 (0,306) ** 1,776 (0,421) *** 0,28 (0,091) ** 0,247 (0,090) ** 0,064 (0,072) 0,853 (0,332) * 0,093 (0,071) -0,001 -0,037 -0,013 -0,046

(0,012) -0,009 (0,012) (0,009) *** -0,031 (0,009) *** (0,009) -0,006 (0,009) (0,006) *** -0,042 (0,006) *** 0,082 (0,016) *** -0,045 0,177 0,070 -0,064

840 0,028

807 0,176

(0,056) (0,077) * (0,071) (0,023) **

0,042 (0,060) 0,085 (0,065) 779 0,220

Het toevoegen van achtergrondvariabelen in model 3 levert geen spectaculaire stijging op van de verklaarde variante inzake delinquent gedrag. Wel kunnen we enkele significante

effecten vaststellen. Er werd een sterk positief leeftijdseffect gevonden voor zowel jongens als meisjes. Het vaak hebben van financiële problemen in het gezin verhoogt de kans op delinquentie voornamelijk bij jongens en meisjes. Hoe meer belang adolescenten bovendien hechten aan geloof, hoe minder vaak ze delinquent gedrag stellen. Ook dit effect is sterker bij jongens. Er werd geen effect gevonden van de gevolgde studierichting. Voor adolescente jongens kunnen we besluiten dat er een significante samenhang is tussen de gezinsvorm waarin hij opgroeit en de mate waarin hij deviant gedrag vertoont. Adolescenten die wonen in een éénoudergezin hebben een hogere kans om delinquent gedrag te stellen dan hun leeftijdsgenoten in intacte en hersamengestelde gezinnen. Deze samenhang kan voor een groot deel verklaard worden door een lager niveau van supervisie en een slechtere relatie met de biologische vader. Dit leiden we af uit de sterke stijging van de R² tussen model 1 en model 2. Wat meisjes betreft is er geen samenhang tussen de gezinsvorm en delinquent gedrag na invoering van alle variabelen in het model. De significante samenhang tussen het wonen in een hersamengesteld gezin en delinquent gedrag in model 1 valt volledig weg na het invoeren van de ouder-kind relatie, ouderlijke monitoring en het gezinsklimaat. Tabel 8: B-coëfficienten en standaardfouten ( ) voor de regressieanalyses met de delinquentieschaal als afhankelijke variabele (meisjes) DELINQUENTIE (LOG) MEISJES Intercept Gezinssituatie (ref: intact gezin) - eenoudergezin - nieuw samengesteld gezin Ouder-kind relatie - relatie met biologische moeder - relatie met biologische vader Gezinsklimaat Ouderlijke monitoring Leeftijd Financiële problemen (ref: nooit) - soms - vaak - missing Belang van geloof Huidige studierichting (ref: ASO) - TSO - BSO Aantal observaties R² ***p<.001; **p<.01; *p<.05; tp<.01

model 1 model 2 model 3 (0,033) *** (0,109) *** 0,989 2,142 0,600 (0,340) 0,096 (0,105) -0,025 (0,092) 0,203 (0,089) * 0,059 (0,077) 0,025 -0,038 -0,021 -0,057

-0,052 (0,094) 0,018 (0,077)

(0,013) t 0,021 (0,013) (0,009) *** -0,030 (0,009) ** -(0,010) * -0,016 (0,010) (0,007) *** -0,055 (0,007) *** 0,084 (0,019) *** 0,105 0,160 0,048 -0,045

482 0,012

t

470 0,277

(0,060) (0,082) (0,088) (0,025)

t t

t

0,075 (0,071) -0,005 (0,073) 463 0,324

5.2 Drugs (Tabel 9 en 10) Voor het gebruik van drugs vinden we gelijklopende resultaten voor jongens en voor meisjes. Er wordt geen enkel significant effect gevonden van de gezinsvorm waarin men leeft op het druggebruik bij adolescente jongeren (model 1). Voor jongens liggen de effecten echter wel in de verwachte richting: minder druggebruik in intacte gezinnen. Voor meisjes is het effect meer ambigu. Dit is mogelijk te wijten aan het relatief lage aantal ‘andere druggebruikers’ in de steekproef. De standaardfouten zijn ook aan de hoge kant.

18

In model 2 vonden we, na toevoeging van de gezinsvariabelen, enkel een significant effect van ouderlijke monitoring op druggebruik: hoe minder ouderlijke supervisie, hoe hoger de kans op het gebruik van drugs. We vinden deze samenhang voor zowel jongens als meisjes. Het supervisie-effect blijft nagenoeg constant voor jongens na invoering van de achtergrondvariabelen in model 3 maar voor meisjes wordt het minder significant. Ook hier werd een sterk leeftijdseffect gevonden voor jongens. Daarnaast bleek de gevolgde onderwijsvorm een belangrijke invloed uit te oefenen op het druggebruik: jongens en meisjes uit het beroepssecundair onderwijs en meisjes uit het technisch onderwijs gebruiken significant vaker drugs dan adolescenten uit het algemeen secundair onderwijs. Bovendien vonden we nog een onverwacht randsignificant negatief effect van de mate van financiële problemen in het gezin op het druggebruik bij meisjes: zij die zegden dat er vaak financiële problemen waren in het gezin gebruikten minder vaak drugs. Tabel 9: B-coëfficienten en standaardfouten ( ) voor de logistische regressie met ‘ander druggebruik’ als afhankelijke variabele (jongens) DRUGS JONGENS Intercept Gezinssituatie (ref: intact gezin) - eenoudergezin - nieuw samengesteld gezin Ouder-kind relatie - relatie met biologische moeder - relatie met biologische vader Gezinsklimaat Ouderlijke monitoring Leeftijd Financiële problemen (ref: nooit) - soms - vaak - missing Belang van geloof Huidige studierichting (ref: ASO) -TSO - BSO Rollenpatronen - frequentie druggebruik vriendenkring - druk van vrienden tot druggebruik Aantal observaties -2 log likelihood (intercept only: 509,732) df ***p<.001; **p<.01; *p<.05; tp<.01

model 1 (ref: nooit) model 2 (ref: nooit) model 3 (ref: nooit) model 4 (ref: nooit) -2,408 (0,141) *** -1,294 (0,574) * -7,790 (1,793) *** -6,265 (2,085) ** 0,616 (0,387) 0,318 (0,337)

838 506,920 2

0,506 (0,419) 0,341 (0,355)

0,649 0,183

(0,439) (0,384)

0,027 -0,024 -0,008 -0,098

-0,027 -0,029 0,026 -0,097 0,358

(0,065) -0,094 (0,049) 0,046 (0,051) 0,048 (0,033) ** -0,099 (0,097) *** 0,128

(0,075) (0,057) (0,060) (0,037) ** (0,114)

-0,349 -0,369 -0,413 -0,213

(0,330) (0,421) (0,437) (0,136)

0,056 -0,589 -0,001 -0,124

(0,379) (0,495) (0,509) (0,147)

0,461 1,131

(0,460) (0,446) *

0,286 0,690

(0,509) (0,498)

(0,061) (0,046) (0,045) (0,031) **

805 459,319 6

777 403,391 13

0,006 0,234

(0,553) (0,433)

1,0431 (0,129) *** 0,112 (0,254) 764 311,130 15

Ten slotte onderzochten we nog de invloed van peers op het druggebruik. Bij alle adolescenten blijkt het gebruiken door de naaste vriendenkring de belangrijkste voorspeller voor het eigen druggebruik. Jongens en meisjes die rapporteerden een frequent gebruikende vriendenkring te hebben, gebruikten zelf ook vaker drugs. Voor meisjes viel het supervisie effect volledig weg na invoering van de rollenpatroonvariabelen. Voor jongens echter valt het leeftijdseffect en het effect van de huidige studierichting weg. We kunnen besluiten dat het druggebruik van mannelijke adolescenten voorspeld kan worden door de mate van ouderlijke monitoring in het gezin en vooral door de frequentie van druggebruik in de vriendenkring. De gezinsvorm waarin de adolescent opgroeit, de ouderkind relatie en het gezinsklimaat vertonen geen significante samenhang . Voor meisjes hangt druggebruik het sterkst samen met de gevolgde onderwijsvorm: vooral meisjes uit het technisch secundair onderwijs gebruiken significant vaker drugs. Deze bevinding moet echter met de nodige voorzichtigheid geïnterpreteerd worden, gezien het lage aantal meisjes in TSO-richtingen in onze steekproef. In de tweede plaats kan het druggebruik bij meisjes verklaard worden door het gebruik van drugs door de peers.

19

Tabel 10: B-coëfficienten en standaardfouten ( ) voor de logistische regressie met ‘ander druggebruik’ als afhankelijke variabele (meisjes) DRUGS MEISJES Intercept Gezinssituatie (ref: intact gezin) - eenoudergezin - nieuw samengesteld gezin Ouder-kind relatie - relatie met biologische moeder - relatie met biologische vader Gezinsklimaat Ouderlijke monitoring Leeftijd Financiële problemen (ref: nooit) - soms - vaak - missing Belang van geloof Huidige studierichting (ref: ASO) -TSO - BSO Rollenpatronen - frequentie druggebruik vriendenkring - druk van vrienden tot druggebruik Aantal observaties -2 log likelihood (intercept only: 119,364) df ***p<.001; **p<.01; *p<.05; tp<.01

model 1 (ref: nooit)

model 2 (ref: nooit)

model 3 (ref: nooit)

model 4 (ref: nooit)

-3,711 (0,337) *** -1,426 (0,974)

-2,3196 (4,083)

-1,5947 (4,916)

0,741 (0,800) 0,344 (0,794)

0,432 (0,853) -0,258 (0,852)

0,562 (0,992) -0,896 (1,134)

1,1287 (1,138) -0,846 (1,328)

0,159 -0,122 -0,038 -0,194

0,218 -0,023 -0,065 -0,240 -0,066

(0,150) (0,104) (0,114) (0,099) (0,224)

0,162 -0,030 -0,092 -0,131 -0,292

(0,177) (0,117) (0,124) (0,103) (0,278)

0,053 -1,8833 -0,443 -0,148

(0,771) (1,235) (1,233) (0,318)

-0,588 -3,2635 -0,438 0,199

(0,952) (1,691) (1,274) (0,345)

(0,132) (0,094) (0,094) (0,074) **

*

t

3,7322 (1,141) ** 3,2574 (1,192) ** 2,4955 (1,220) * 1,9412 (1,312)

478 118,534 2

467 105,658 6

460 78,112 13

1,0534 (0,367) *** 0,984 (0,784) 458 65,345 15

5.3 Marihuana (Tabel 11 en 12) Voor het gebruik van marihuana3 vinden we in model 1 een effect van de gezinssituatie voor jongens en meisjes. Jongens die in een eenoudergezin wonen, hebben een grotere kans om regelmatig (dus minstens enkele keren per maand) marihuana te roken dan jongens in intacte gezinnen, terwijl jongens in nieuw samengestelde gezinnen occasioneler een joint roken dan jongens in intacte gezinnen. Voor meisjes in een hersamengesteld gezin is de kans groter dat ze marihuana roken dan hun vrouwelijke leeftijdsgenoten in de andere gezinsvormen. De gevonden effecten zijn relatief sterk. Uit het tweede model kunnen we afleiden dat ouderlijke monitoring een belangrijke factor is in het voorspellen van marihuanagebruik. Dit resultaat ligt in lijn met de eerder gevonden verbanden tussen ouderlijke supervisie en middelengebruik. Ook de ouder-kind relatie is van belang. Bij jongens gaat een slechtere band met de vader samen met een hogere kans op frequent marihuanagebruik. Bij meisjes werd een effect in dezelfde richting gevonden maar was dit niet significant. Bij hen werd een opvallend effect gevonden met betrekking tot de relatie tot de moeder. Hoe beter de moeder-dochter relatie, hoe hoger de kans dat meisjes vaak marihunana gebruiken. De gezinsvariabelen verklaren het effect van de gezinsvorm op marihuanagebruik weg voor de meisjes, maar niet voor de jongens. In model 3, waar de achtergrondkenmerken worden toegevoegd aan het model, zien we dat vooral leeftijd naar voren komt als sterkste positieve predictor. Bij jongens zien we opnieuw dat het belang dat zij aan geloof hechten een niet onbelangrijke voorspeller is voor het roken van marihuana. Opmerkelijk is ook dat na controle voor de achtergrondskenmerken een positiever gezinsklimaat blijkt samen te hangen met meer mariahuanagebruik voor de jongens. Bij meisjes is het effect van geloof niet significant. Bij hen bleek wel dat het volgen 3

Met marihuanagebruik wordt enkel het roken van marihuana bedoeld

20

van beroepssecundair onderwijs en het rapporteren van af en toe financiële problemen in het gezin de kans verhogen om soms marihuana te roken. In het laatste model worden tenslotte nog de variabelen toegevoegd die peilen naar het belang van rollenpatronen. Het roken van marihuana in de vriendenkring blijkt erg cruciaal voor het eigen marihuanagebruik. Erg opvallend is ook het geslachtsverschil inzake het effect van de gepercipieerde druk door de vriendenkring tot het roken van marihuana. Bij meisjes blijkt de ervaren druk vanuit de vriendenkring aan te zetten tot zelf gebruiken van marihuana, terwijl dit effect bij jongens omgekeerd was. Het was echter niet significant. Als besluit kunnen we stellen dat er een samenhang is tussen wonen in een niet-intact gezin en marihuanagebruik bij jongens. Vooral zij die in eenoudergezinnen hebben een hogere kans tot het gebruiken van marihuana. Opnieuw kan dit verband gedeeltelijk verklaard worden door de gezinsvariabele ouderlijke monitoring. Voor meisjes is er geen effect van gezinstype op het gebruik van marihuana maar wel van ouderlijke monitoring. Voor beide geslachten blijkt er bovendien een sterke invloed van de frequentie van het marihuanagebruik in de naaste vriendenkring.

21

Tabel 11: B-coëfficienten en standaardfouten ( ) voor de multinomiale logistische regressie met ‘marihuana roken’ als afhankelijke variabele (jongens) MARIHUANA ROKEN Jongens Intercept Gezinssituatie (ref: intact gezin) - eenoudergezin - nieuw samengesteld gezin Ouder-kind relatie - relatie met biologische moeder - relatie met biologische vader Gezinsklimaat Ouderlijke monitoring Leeftijd Financiële problemen (ref: nooit) - soms - vaak - missing Belang van geloof Huidige studierichting (ref: ASO) -TSO - BSO Rollenpatronen - frequentie marihuanagebruik vriendenkring - druk van vrienden tot marihuanagebruik Aantal observaties -2 log likelihood (intercept only: 1180,770 ) df t ***p<.001; **p<.01; *p<.05; p<.01

model 1 (ref: nooit) soms vaak -2,074 (0,131) *** -1,959 (0,124) 0,202 (0,458) 0,503 (0,304)

t

1,186 (0,311) 0,388 (0,302)

*** ***

model 2 (ref: nooit) soms vaak -1,659 (0,585) ** -0,979 (0,523) 0,274 (0,468) 0,566 (0,316) -0,049 -0,003 0,067 -0,087

t

(0,056) (0,046) (0,046) (0,028) **

t

model 3 (ref: nooit) model 4 (ref: nooit) soms vaak soms vaak -8,014 (1,600) *** -10,937 (1,666) *** -7,582 (1,692) *** -10,522 (1,971) *** (0,500) (0,348)

1,021 0,540

(0,462) (0,411)

(0,059) 0,023 (0,048) -0,098 (0,048) 0,080 (0,029) ** -0,124 (0,086) *** 0,578

(0,060) -0,091 (0,062) (0,044) ** 0,032 (0,050) (0,046) t 0,090 (0,050) (0,030) *** -0,076 (0,030) (0,090) *** 0,245 (0,091)

-0,018 -0,045 0,098 -0,103 0,352

(0,071) (0,053) (0,055) (0,035) (0,107)

** **

(0,277) (0,408) (0,424) (0,117)

-0,080 0,371 0,233 -0,362

(0,308) (0,361) (0,368) (0,124)

* *

0,104 (0,342) 0,387 (0,350)

-0,377 0,266

(0,351) (0,338)

1,055 (0,338) ** 0,337 (0,481) 0,281 (0,327) 0,546 (0,329) 0,083 -0,102 0,030 -0,124

(0,055) -0,092 (0,039) * 0,013 (0,040) 0,079 (0,027) *** -0,090 0,376 0,024 -0,269 -0,609 -0,037

837 1165,157 4

804 1079,566 12

t

1,123 0,214

776 963,016 26

(0,381) (0,355)

**

**

0,251 0,527

t

* **

0,289 -0,253 -0,290 -0,033

(0,293) (0,427) (0,436) (0,122)

0,337 0,345 0,918 -0,330

(0,370) (0,427) (0,443) (0,141)

0,010 0,210

(0,359) (0,370)

-0,740 -0,304

(0,414) (0,404)

0,739 -0,155

(0,118) *** 1,320 (0,230) -0,176 769 802,834 30

*

t

t

(0,132) *** (0,213)

Tabel 12: B-coëfficienten en standaardfouten ( ) voor de multinomiale logistische regressie met ‘marihuana roken’ als afhankelijke variabele (meisjes) MARIHUANA ROKEN Meisjes Intercept Gezinssituatie (ref: intact gezin) - eenoudergezin - nieuw samengesteld gezin Ouder-kind relatie - relatie met biologische moeder - relatie met biologische vader Gezinsklimaat Ouderlijke monitoring Leeftijd Financiële problemen (ref: nooit) - soms - vaak - missing Belang van geloof Huidige studierichting (ref: ASO) -TSO - BSO Rollenpatronen - frequentie marihuanagebruik vriendenkring - druk van vrienden tot marihuanagebruik Aantal observaties -2 log likelihood (intercept only: 497,191 ) df

model 1 (ref: nooit) model 2 (ref: nooit) soms vaak soms vaak -1,067 (0,876) -2,159 (0,171) *** -3,231 (0,283) *** -0,706 (0,598)

model 3 (ref: nooit) soms vaak -10,270 (2,234) *** -8,230 (3,111)

0,018 0,654

(0,698) (0,585)

-0,082 0,251

(0,596) (0,453)

(0,114) * (0,072) (0,076) (0,062) ***

-0,014 0,030 0,014 -0,131 0,557

(0,079) 0,263 (0,059) 0,024 (0,063) -0,112 (0,044) ** -0,244 (0,128) *** 0,420

0,719 0,542 0,081 -0,128

(0,388) (0,511) (0,629) (0,166)

-0,052 -0,908

(0,438) (0,471)

(0,556) (0,389)

t

0,803 1,034

481 491,193 4

(0,665) (0,550)

t

-0,059 0,500

(0,579) (0,405)

0,730 0,592

-0,024 -0,034 0,036 -0,121

(0,074) 0,265 (0,053) -0,013 (0,057) -0,115 (0,040) ** -0,231

470 450,972 12

(0,732) (0,621)

-0,090 0,338

(0,697) (0,501)

0,867 0,478

(0,886) (0,748)

(0,119) * (0,076) (0,083) (0,067) *** (0,177) *

0,011 0,078 0,002 -0,069 0,543

(0,089) (0,067) (0,072) (0,049) (0,150) ***

0,323 0,078 -0,149 -0,175 0,404

(0,141) (0,091) (0,099) (0,075) (0,217)

-0,340 -0,338 -0,536 -0,111

(0,616) (0,714) (0,920) (0,252)

1,040 0,232 0,159 -0,205

(0,426) (0,611) (0,696) (0,190)

*

-0,153 -0,644 -0,636 -0,156

(0,713) (0,875) (1,033) (0,309)

1,031 0,135

(0,628) (0,680)

-0,940 -1,757

(0,539) (0,561)

t

-0,177 -0,753

(0,803) (0,785)

1,177 1,123

(0,199) *** 1,448 (0,401) ** 1,008 461 329,713 30

0,830 0,478

t

t

**

model 4 (ref: nooit) soms vaak -14,410 (2,727) *** -12,921 (3,907)

463 412,704 26

**

**

*

* t

(0,262) *** t (0,516)

***p<.001; **p<.01; *p<.05; tp<.01

23

5.4 Tabak (Tabel 13 en 14) Jongens uit eenouder- en hersamengestelde gezinnen hebben een hogere kans om dagelijkse rokers te zijn dan jongens uit intacte gezinnen. Deze relatie houdt stand na controle voor de mediërende gezinsvariabelen en de achtergrondkenmerken maar valt weg na invoering van de rollenpatroonvariabelen. Bij meisjes zijn het enkel zij die in een stiefgezin wonen die meer kans maken om roker te zijn maar dit effect valt weg na controle voor de achtergrondkenmerken. Ook wat rookgedrag betreft blijkt ouderlijke supervisie een significante predictor: hoe minder supervisie er door de ouders wordt uitgeoefend, hoe hoger de waarschijnlijkheid dat adolescenten roken. De relatie met de ouders heeft echter geen invloed op het rookgedrag. Bij meisjes is het zo dat een beter gezinsklimaat de kans op dagelijks roken vermindert. Uit model 3 kunnen we afleiden dat er opnieuw een sterk positief leeftijdseffect bestaat. Daarnaast zien we dat meisjes die rapporteren dat er thuis vaak financiële problemen zijn, en jongens waar er soms financiële problemen zijn minder roken. Jongens en meisjes die veel belang hechten aan geloof roken minder en er is ook een effect van de gevolgde onderwijsvorm vast te stellen. Adolescenten in het BSO en jongens in het TSO roken significant meer dan hun medeleerlingen in het algemeen secundair onderwijs. In het laatst en vierde model worden de rollenpatroonvariabelen toegevoegd aan het model. De sterkste predictor blijkt wederom het rookgedrag van de vriendenkring. Bij meisjes vinden we opnieuw dat de ervaren druk vanuit de vriendenkring van invloed is terwijl dit bij jongens niet het geval is. Bij jongens is er dan weer wel een effect van het rookgedrag van de vader. De frequentie van het roken van de vader hangt positief samen met het rookgedrag van hun zoon. Voor meisjes wordt het effect van de onderwijsvorm op rookgedrag volledig weg verklaard door de invloed van de peers. Voor jongens is dit niet het geval. Afsluitend kunnen we stellen dat het effect van de gezinsvorm waarin adolescenten wonen en hun rookgedrag weg verklaard wordt door de achtergrondkenmerken bij meisjes en door de rollenpatroonvariabelen bij jongens. Oudere jongens uit het BSO, die geloof onbelangrijk vinden en die een frequent rokende vader en vriendenkring hebben, roken zelf ook vaker. Bij meisjes dragen een ongezond gezinklimaat en een hoge gepercipieerde druk tot roken vanuit de vriendenkring sterk bij tot roken.

Tabel 13: B-coëfficienten en standaardfouten ( ) voor de multinomiale logistische regressie met ‘roken’ als afhankelijke variabele (jongens) ROKEN Jongens Intercept Gezinssituatie (ref: intact gezin) - eenoudergezin - nieuw samengesteld gezin Ouder-kind relatie - relatie met biologische moeder - relatie met biologische vader Gezinsklimaat Ouderlijke monitoring Leeftijd Financiële problemen (ref: nooit) - soms - vaak - missing Belang van geloof Huidige studierichting (ref: ASO) -TSO - BSO Rollenpatronen - frequentie roken vriendenkring - druk van vrienden tot roken - frequentie roken vader - frequentie roken moeder Aantal observaties -2 log likelihood (intercept only: 1366,126 ) df

***p<.001; **p<.01; *p<.05; tp<.01

model 1 (ref: nooit) soms dagelijks -1,566 (0,111) *** -1,684 (0,116)

***

model 2 (ref: nooit) soms dagelijks -0,725 (0,463) -1,062 (0,522) *

-0,068 -0,139

* **

-0,052 -0,232

(0,415) (0,356)

0,669 0,782

(0,337) (0,266)

0,026 -0,059 0,038 -0,074

(0,053) (0,041) (0,041) (0,025)

0,028 -0,052 -0,015 -0,046

(0,048) (0,037) (0,036) (0,024)

(0,402) (0,333)

0,678 0,862

832 1351,395 4

(0,323) (0,251)

**

799 1277,185 12

model 3 (ref: nooit) soms dagelijks (1,433) ** (1,494) -4,518 -8,568 * **

t

*** * *

-0,315 -0,538

(0,468) (0,406)

0,303 -0,017

(0,463) (0,395)

***

0,019 -0,042 0,038 -0,050 0,041

(0,058) (0,047) (0,045) (0,027) (0,084)

0,000 -0,076 0,023 -0,046 0,167

(0,064) (0,053) (0,051) (0,032) (0,101)

*

0,151 0,308 0,241 -0,217

(0,277) (0,367) (0,357) (0,117)

-0,552 -0,271 0,356 -0,220

(0,358) (0,412) (0,416) (0,131)

* ***

-0,038 0,011

(0,304) (0,328)

0,643 1,356

(0,518) (0,508)

0,530 0,000 0,105 -0,032

(0,095) (0,173) (0,055) (0,065)

1,364 0,077 0,201 0,111

(0,134) (0,159) (0,062) (0,067)

-0,115 -0,431

(0,429) (0,377)

0,772 0,602

(0,369) (0,298)

0,019 -0,060 0,042 -0,063 0,200

(0,056) (0,043) (0,043) (0,026) (0,077)

-0,019 -0,066 0,028 -0,034 0,389

(0,054) (0,040) (0,041) (0,026) (0,079)

0,110

(0,264) (0,339) (0,342) (0,109)

-0,705 0,030 -0,063 -0,218

(0,286) (0,333) (0,323) (0,107)

*

0,598 0,082 -0,234 0,048 0,235

(0,283) (0,301)

0,981 1,983

(0,416) (0,409)

* **

t

*

771 1130,314 26

model 4 (ref: nooit) soms dagelijks * -3,497 (1,550) -9,640 (1,971)

t

t

*** t

746 885,269 34

***

t

t

** *** **

Tabel 14: B-coëfficienten en standaardfouten ( ) voor de multinomiale logistische regressie met ‘roken’ als afhankelijke variabele (meisjes) ROKEN MEISJES Intercept Gezinssituatie (ref: intact gezin) - eenoudergezin - nieuw samengesteld gezin Ouder-kind relatie - relatie met biologische moeder - relatie met biologische vader Gezinsklimaat Ouderlijke monitoring Leeftijd Financiële problemen (ref: nooit) - soms - vaak - missing Belang van geloof Huidige studierichting (ref: ASO) -TSO - BSO Rollenpatronen - frequentie roken vriendenkring - druk van vrienden tot roken - frequentie roken vader - frequentie roken moeder Aantal observaties -2 log likelihood (intercept only: 671,318 ) df

model 1 (ref: nooit) soms dagelijks -1,668 (0,146) *** -2,398 (0,201) 0,180 0,282

(0,443) (0,382)

0,063 1,012

481 665,518 4

(0,637) (0,407)

***

*

model 2 (ref: nooit) soms dagelijks -1,127 (0,599) t -0,060 (0,607) -0,289 -0,111

(0,498) (0,416)

-0,037 0,806

0,070 -0,100 0,049 -0,090

(0,068) 0,079 (0,047) * -0,012 (0,054) -0,120 (0,035) * -0,093

470 620,579 12

model 3 (ref: nooit) soms dagelijks -9,419 (1,994) *** -11,869 (2,708)

***

model 4 (ref: nooit) soms dagelijks -10,443 (2,403) *** -16,008 (3,425)

-0,406 -0,488

(0,528) (0,467)

-0,572 0,452

(0,768) (0,497)

-0,084 -0,736

(0,612) (0,544)

-0,230 0,152

(0,892) (0,617)

(0,082) 0,076 (0,059) -0,059 (0,058) * 0,029 (0,045) * -0,109 0,496

(0,073) (0,051) (0,059) (0,038) (0,113)

0,054 0,018 -0,123 -0,094 0,683

(0,091) (0,064) (0,066) (0,049) (0,157)

0,043 -0,014 0,044 -0,065 0,344

(0,083) (0,058) (0,069) (0,044) (0,137)

0,041 0,078 -0,144 -0,068 0,612

(0,111) (0,079) (0,081) (0,059) (0,188)

**

0,161

(0,327) (0,499) (0,601) (0,141)

0,493

-0,960 -0,974 0,039

-1,085 -0,721 -0,435

(0,481) (0,656) (0,851) (0,214)

*

-0,034 -1,141 -1,102 0,032

(0,379) (0,564) (0,685) (0,162)

-0,032 -1,452 -1,012 -0,547

(0,601) (0,771) (0,989) (0,261)

*

0,919 0,336

(0,361) (0,398)

0,840 1,919

(0,609) (0,504)

***

0,175 -0,394

(0,439) (0,468)

-0,695 0,876

(0,776) (0,647)

1,044 0,703 -0,025 -0,125

(0,150) (0,276) (0,083) (0,092)

1,655 0,718 0,019 -0,008

(0,259) (0,342) (0,117) (0,115)

(0,653) (0,431)

t

** ***

t

*

463 522,369 26

t t

***

t

*

*

*** *

454 400,282 34

***p<.001; **p<.01; *p<.05; tp<.01

26

t

t

*** *

5.5 Alcohol (Tabel 15 en 16) Gezien we in deze paper focussen op problematisch gedrag bij adolescenten beperken we ons in de bespreking van de resultaten voor alcoholgebruik tot de categorie die ‘vaak’ alcohol gebruikt. De gezinsvariabelen op zichzelf heeft noch voor jongens noch voor meisjes een significante invloed. Meer ouderlijke monitoring daarentegen hangt zowel voor jongens als voor meisjes samen met minder regelmatig alcoholgebruik. Bij jongens vinden we dat een problematische financiële thuissituatie gepaard gaat met minder regelmatig alcoholgebruik, en is er een negatieve samenhang tussen het belang van geloof en het vaak drinken van alcohol. Bij meisjes vinden we deze zelfde effecten niet terug. Leeftijd blijkt opnieuw samen te hangen met frequente alcoholconsumptie bij jongens én meisjes. Jongens uit het BSO zitten ook vaker in de categorie van regelmatig gebruik dan ASOjongens. De vriendenkring oefent een sterke invloed uit op jongens en meisjes. Het alcoholgebruik van de vader is van invloed op de jongens en het alcoholgebruik van de moeder op de meisjes. We kunnen concluderen dat vooral ouderlijke monitoring en rollenpatronen van invloed zijn op regelmatige alcoholconsumptie voor adolescenten.

Tabel 15: B-coëfficienten en standaardfouten ( ) voor de multinomiale logistische regressie met ‘alcoholgebruik’ als afhankelijke variabele (jongens) ALCOHOLGEBRUIK JONGENS Intercept Gezinssituatie (ref: intact gezin) - eenoudergezin - nieuw samengesteld gezin Ouder-kind relatie - relatie met biologische moeder - relatie met biologische vader Gezinsklimaat Ouderlijke monitoring Leeftijd Financiële problemen (ref: nooit)

nooit -0,686 (0,148) -0,270 -0,658

model 1 (ref: occasioneel) soms *** 0,403 (0,110) *** 0,629

(0,547) (0,482)

-0,135 0,099

(0,385) (0,286)

0,173 -0,027

vaak (0,106)

***

(0,350) (0,280)

nooit -1,714 (0,809) *

model 2 (ref: occasioneel) soms 1,254 (0,523) * 1,770

vaak (0,498)

***

(0,600) (0,501)

-0,296 0,191

(0,403) (0,312)

-0,015 0,032

(0,362) (0,306)

-0,406 -0,335

(0,610) (0,512)

-0,085 0,149

(0,421) (0,330)

0,006 -0,010 0,034 0,035

(0,079) (0,059) (0,057) (0,035)

-0,118 -0,005 0,039 -0,032

(0,053) * -0,037 (0,041) -0,041 (0,039) 0,014 (0,024) -0,057

(0,051) (0,039) (0,037) (0,023)

0,001 -0,018 0,019 0,042 -0,070

(0,081) (0,058) (0,058) (0,036) (0,122)

-0,107 0,011 0,021 -0,043 0,419

(0,056) (0,043) (0,042) (0,026) (0,085)

841 2147,169 6

df

model 3 (ref: occasioneel) vaak soms -4,716 (1,504) ** -10,736 (1,546)

-0,401 -0,380

- soms - vaak - missing Belang van geloof Huidige studierichting (ref: ASO) -TSO - BSO Rollenpatronen - frequentie alcohol drinken van vriendenkring - druk van vrienden tot alcohol drinken - frequentie alcohol drinken van vader - frequentie alcohol drinken van moeder Aantal observaties -2 log likelihood (intercept only: 2151,649)

nooit -0,679 (2,145)

*

t

***

0,058

(0,349)

-0,475

(0,259)

t

-0,207 -0,006 0,262

(0,495) (0,414) (0,139)

-1,205 -0,417 -0,165

(0,378) (0,310) (0,105)

**

-0,083 0,076

(0,357) (0,398)

-0,377 -0,222

(0,265) (0,296)

t

808 2029,384 18

***

nooit -0,411 (2,218)

model 4 (ref: occasioneel) soms vaak -5,046 (1,650) ** -13,217 (1,870)

0,025 -0,158

(0,407) (0,337)

-0,280 -0,376

(0,641) (0,534)

-0,024 0,348

(0,465) (0,360)

0,128 0,195

(0,486) (0,394)

-0,067 -0,012 0,032 -0,052 0,767

(0,057) (0,043) (0,042) (0,026) (0,087)

-0,026 -0,016 0,031 0,056 -0,043

(0,084) (0,061) (0,060) (0,038) (0,128)

-0,071 0,008 0,006 -0,048 0,285

(0,062) (0,047) (0,045) (0,029) (0,092)

-0,017 -0,021 0,033 -0,062 0,550

(0,067) (0,051) (0,050) (0,031) (0,100)

-0,449 -0,502 -0,705 -0,533

(0,265)

-0,017 0,481

(0,286) (0,307)

(0,344) (0,332) (0,110)

* *** t

* ***

t

**

***

* ***

0,068

(0,365)

-0,594

(0,276)

t

-0,534

(0,302)

t

-0,237 0,080 0,246

(0,515) (0,434) (0,149)

-1,463 -0,367 -0,125

(0,409) (0,332) (0,114)

***

-0,924 -0,577 -0,479

(0,410) (0,379) (0,128)

*

-0,104 -0,029

(0,372) (0,436)

-0,356 -0,045

(0,283) (0,329)

0,042 0,900

(0,329) (0,368)

-0,375 0,398 0,084 -0,308

(0,207) t 0,822 (0,222) t -0,151 (0,125) 0,107 (0,142) * 0,025

(0,146) *** (0,169) (0,096) (0,102) 760 1521,513 51

1,620 -0,161 0,186 0,088

(0,162) (0,169) (0,103) (0,110)

t

780 1783,156 39

***

* *** t

***p<.001; **p<.01; *p<.05; tp<.01

Tabel 16: B-coëfficienten en standaardfouten ( ) voor de multinomiale logistische regressie met ‘alcoholgebruik’ als afhankelijke variabele (meisjes) ALCOHOLGEBRUIK MEISJES Intercept Gezinssituatie (ref: intact gezin) - eenoudergezin - nieuw samengesteld gezin Ouder-kind relatie - relatie met biologische moeder - relatie met biologische vader Gezinsklimaat Ouderlijke monitoring Leeftijd Financiële problemen (ref: nooit)

-1,03

nooit (0,178) ***

1,160 0,238

(0,547) * (0,568)

model 1 (ref: occasioneel) soms vaak 0,288 (0,121) * -0,727 (0,160) *** 0,858 0,898

(0,450) t (0,365) *

0,167 0,409

(0,647) (0,491)

-2,732 1,270 0,316 -0,037 -0,007 0,093 0,038

- soms - vaak - missing Belang van geloof Huidige studierichting (ref: ASO) -TSO - BSO Rollenpatronen - frequentie alcohol drinken van vriendenkring - druk van vrienden tot alcohol drinken - frequentie alcohol drinken van vader - frequentie alcohol drinken van moeder Aantal observaties -2 log likelihood (intercept only: 1202,348) df t

***p<.001; **p<.01; *p<.05; p<.01

model 2 (ref: occasioneel) nooit soms (0,908) ** 1,501 (0,505) ** (0,569) * (0,574) (0,089) (0,064) (0,072) (0,048)

0,619 0,695 0,034 -0,074 0,013 -0,085

(0,467) (0,375)

t

(0,058) (0,044) t (0,045) (0,031) **

0,271

vaak (0,662)

2,036

nooit (2,780)

-0,060 0,196

(0,664) (0,503)

1,469 0,321

(0,620) (0,621)

0,099 -0,081 -0,001 -0,094

(0,078) (0,057) (0,059) (0,041) *

-0,092 -0,008 0,127 0,030 -0,372

(0,100) (0,068) (0,078) (0,050) (0,165)

-0,304 -0,606 0,005 0,663 0,370 1,294

482 1188,977 6

471 1131,086 18

model 3 (ref: occasioneel) soms vaak -6,776 (1,739) *** -12,800 (2,351) *** *

nooit (3,106)

1,398 0,389

(0,635) (0,640)

model 4 (ref: occasioneel) soms vaak -7,981 (1,966) *** -16,700 (2,825) ***

(0,498) (0,397)

-0,376 -0,116

(0,701) (0,560)

0,057 -0,058 0,006 -0,112 0,529

(0,065) (0,048) (0,050) (0,034) ** (0,103) ***

0,112 -0,031 -0,010 -0,126 0,799

(0,085) (0,063) (0,067) (0,045) ** (0,137) ***

-0,112 -0,006 0,123 0,006 -0,350

(0,103) (0,072) (0,081) (0,053) (0,176) ***

(0,443) (0,657) (0,526) (0,180) ***

0,055 -0,444 -0,774 -0,135

(0,292) (0,395) (0,410) (0,125)

0,332 -0,273 -1,749 -0,162

(0,385) (0,515) (0,816) (0,168)

-0,196 -0,520 0,386 0,562

(0,454) (0,704) (0,560) (0,188)

(0,506) (0,554)

-0,269 -0,059

(0,352) (0,378)

0,007 0,010

(0,456) (0,476)

0,375 1,197

(0,526) (0,591)

-0,278 -0,021 0,097 -0,185

(0,258) (0,451) (0,170) (0,189)

*

*

0,351 0,636

3,178

464 997,950 39

t

*

*

0,204 0,687

(0,531) (0,422)

-0,504 -0,087

(0,775) (0,608)

0,084 -0,022 -0,036 -0,085 0,438

(0,068) (0,051) (0,054) (0,035) * (0,111) ***

0,164 0,021 -0,079 -0,086 0,680

(0,093) t (0,069) (0,075) (0,049) t (0,157) ***

**

0,080 -0,625 -0,730 -0,099

(0,308) (0,422) (0,432) (0,134)

0,269 -0,614 -1,847 -0,077

(0,432) (0,581) (0,853) (0,188)

*

-0,286 0,239

(0,370) (0,400)

-0,229 0,658

(0,517) (0,528)

0,672 0,017 0,072 0,124

t

(0,158) *** (0,238) (0,113) (0,116) 456 905,897 51

1,332 0,004 0,108 0,381

*

(0,220) *** (0,291) (0,152) (0,152) *

5.6 Dronkenschap (Tabel 17 en 18) Jongens uit nieuw-samengestelde gezinnen rapporteren vaker dronkenschap dan jongens uit intacte gezinnen en dit na controle voor alle andere variabelen in het model. Bij meisjes vinden we oorspronkelijk dat het in een intact gezin wonen gepaard gaat met minder dronkenschap maar dit effect wordt bijna volledig weg verklaard door de invoering van de andere variabelen. Een goede relatie met de biologische vader gaat gepaard met minder dronkenschap bij jongens. Bij meisjes verdwijnt dit effect na controle voor achtergrondvariabelen. Een opmerkelijk resultaat is dat een positiever gezinsklimaat bij jongens blijkt samen te hangen met dronkenschap. Wel in lijn met de verwachting is dat meer ouderlijke supervisie samen gaat met minder dronkenschap voor de beide geslachten. Oudere jongens en meisjes en adolescenten die meer belang hechten aan geloof rapporteren ook minder dronkenschap. Meisjes uit het BSO en TSO en jongens uit het BSO zijn ook vaker dronken dat jongens en meisjes uit het ASO. Rollenpatronen blijken opnieuw heel belangrijk. De frequentie van dronkenschap in de vriendenkring hangt opnieuw sterk samen met het eigen dronkenschap. Meisjes blijken ook iets gevoeliger voor druk vanuit hun vriendenkring. Zowel bij jongens als bij meisjes blijkt een belangrijke samenhang te bestaan met de frequentie van dronkenschap van vader en moeder. Besluitend kunnen we stellen dat jongens in nieuw-samengestelde gezinnen vaker te diep in het glas kijken dan hun leeftijdsgenoten in intacte gezinnen. Dit effect wordt echter niet weg verklaard door de intermediërende gezinsvariabelen. Bij meisjes is er geen direct effect van de gezinssituatie op dronkenschap. Voor de rest blijken ouderlijke monitoring en de rollenpatronen belangrijke factoren voor jongens en meisjes evenals de vader-zoon relatie.

Tabel 17: B-coëfficienten en standaardfouten ( ) voor de multinomiale logistische regressie met ‘dronkenschap’ als afhankelijke variabele (jongens) DRONKENSCHAP JONGENS Intercept Gezinssituatie (ref: intact gezin) - eenoudergezin - nieuw samengesteld gezin Ouder-kind relatie - relatie met biologische moeder - relatie met biologische vader Gezinsklimaat Ouderlijke monitoring Leeftijd Financiële problemen (ref: nooit) - soms - vaak - missing Belang van geloof Huidige studierichting (ref: ASO) -TSO - BSO Rollenpatronen - frequentie dronkenschap vriendenkring - druk van vrienden tot dronkenschap - frequentie dronkenschap vader - frequentie dronkenschap moeder Aantal observaties -2 log likelihood (intercept only:1799,145 ) df

***p<.001; **p<.01; *p<.05; tp<.01

model 1 (ref: nooit) soms vaak -0,561 (0,096) *** -0,412 (0,092)

***

0,529

model 2 (ref: nooit) soms vaak (0,444) 0,702 (0,428)

-0,133 0,732

**

-0,291 0,772

(0,374) (0,278)

-0,015 -0,045 0,026 -0,079

(0,045) (0,037) (0,034) (0,022)

(0,353) (0,259)

**

0,373 0,610

834 1787,099 4

(0,295) (0,256)

**

0,126 0,572

(0,318) (0,279)

***

0,001 -0,116 0,048 -0,076

(0,044) (0,034) (0,033) (0,021)

802 1681,448 12

model 3 (ref: nooit) soms vaak -4,574 (1,292) *** -11,814 (1,388)

*

** ***

-0,235 0,720

(0,386) (0,290)

-0,019 -0,023 0,037 -0,081 0,315

(0,048) (0,039) (0,036) (0,023) (0,071)

-0,228 0,161 -0,343 -0,292

(0,227) (0,312) (0,289) (0,094)

-0,050 0,019

(0,234) (0,259)

*

0,051 0,396

(0,363) (0,310)

*** ***

-0,029 -0,107 0,082 -0,061 0,712

(0,049) (0,038) (0,037) (0,024) (0,076)

***

-0,227 -0,077 -0,199 -0,496

(0,237) (0,325) (0,293) (0,098)

0,406 0,962

(0,272) (0,285)

774 1463,341 26

***

model 4 (ref: nooit) soms vaak -5,125 (1,410) *** -15,073 (1,708) -0,331 0,724

(0,421) (0,311)

0,014 (0,053) ** -0,034 (0,041) * 0,038 (0,039) * -0,072 (0,024) *** 0,225 (0,076)

***

-0,296 -0,041 -0,308 -0,284

(0,239) (0,333) (0,299) (0,100)

***

-0,117 0,002

(0,245) (0,278)

0,550 0,129 0,066 0,225

(0,121) (0,197) (0,124) (0,183)

***

*

-0,102 0,489

(0,433) (0,361)

** **

0,016 -0,105 0,117 -0,052 0,580

(0,058) (0,045) * (0,045) ** t (0,027) (0,088) ***

**

-0,303 -0,364 -0,107 -0,453

(0,275) (0,379) (0,337) (0,114)

***

0,156 0,866

(0,313) (0,331)

**

1,259 0,053 0,218 0,585 752 1254,537 34

(0,134) (0,201) (0,129) (0,187)

***

*** t

**

Tabel 18: B-coëfficienten en standaardfouten ( ) voor de multinomiale logistische regressie met ‘dronkenschap’ als afhankelijke variabele (meisjes) DRONKENSCHAP MEISJES Intercept Gezinssituatie (ref: intact gezin) - eenoudergezin - nieuw samengesteld gezin Ouder-kind relatie - relatie met biologische moeder - relatie met biologische vader Gezinsklimaat Ouderlijke monitoring Leeftijd Financiële problemen (ref: nooit) - soms - vaak - missing Belang van geloof Huidige studierichting (ref: ASO) -TSO - BSO Rollenpatronen - frequentie dronkenschap vriendenkring - druk van vrienden tot dronkenschap - frequentie dronkenschap vader - frequentie dronkenschap moeder Aantal observaties -2 log likelihood (intercept only: 894,238 ) df

model 1 (ref: nooit) soms vaak -0,462 (0,111) *** -1,918 (0,192) -0,519 (0,406) 0,819 (0,451) 0,334 (0,313) 1,264 (0,392)

476 879,799 4

***

model 2 (ref: nooit) vaak soms 0,707 (0,460) 0,458 (0,633)

model 3 (ref: nooit) soms vaak (2,314) -8,145 (1,599) *** -7,947

**

model 4 (ref: nooit) soms vaak -10,133 (1,848) *** -12,381 (2,852)

***

t

**

-0,858 0,135

(0,440) (0,324)

*

0,558 0,837

(0,488) (0,429)

0,087 -0,067 -0,009 -0,095

(0,053) (0,039) (0,041) (0,029)

0,142 -0,082 -0,040 ** -0,192

(0,079) (0,053) (0,058) (0,043)

t

466 820,085 12

t

t

***

-1,070 0,011

(0,478) (0,355)

0,097 -0,041 0,012 -0,108 0,523

(0,059) (0,042) (0,046) (0,032) (0,092)

0,253 0,662 -0,010 -0,362

(0,270) (0,359) (0,399) (0,114)

0,054 0,162

(0,324) (0,326)

*

** ***

t

**

0,177 0,694

(0,542) (0,460)

0,149 -0,042 -0,030 -0,196 0,485

(0,085) (0,057) (0,063) (0,046) (0,134)

0,470 0,135 -0,456 -0,495 0,894 1,050

459 736,919 26

-1,275 0,087

(0,529) (0,390)

*** ***

0,089 -0,024 -0,006 -0,087 0,408

(0,419) (0,560) (0,737) (0,184)

**

(0,469) (0,452)

*

t

t

*

-0,105 0,741

(0,663) (0,538)

(0,066) (0,046) (0,049) (0,034) * (0,103) ***

0,151 -0,002 -0,068 -0,184 0,364

(0,100) (0,067) (0,075) (0,053) (0,158)

** *

0,201 0,195 -0,299 -0,327

(0,295) (0,393) (0,447) (0,126)

0,397 -0,714 -0,715 -0,450

(0,487) (0,661) (0,826) (0,214)

*

0,044 0,319

(0,352) (0,360)

0,950 1,321

(0,546) (0,520)

*

0,749 0,675 0,087 1,156

(0,161) (0,325) (0,157) (0,279)

1,383 0,372 0,602 1,378

(0,246) (0,435) (0,188) (0,353)

*

*** *

*** 451 622,871 34

***p<.001; **p<.01; *p<.05; tp<.01

31

t

*** ** ***

5.7 Pijnstillers en slaapmiddelen (Tabel 19, 20 en 21) Over de resultaten van pijnstillers en slaapmiddelen kunnen we redelijk kort zijn. Bovendien was het voor jongens onmogelijk een betrouwbaar model te schatten voor slaapmiddelen gezien het lage aantal in de gebruikerscategorie. Tabel 19: B-coëfficienten en standaardfouten ( ) voor de multinomiale logistische regressie met ‘gebruik van pijnstillers’ als afhankelijke variabele (jongens) PIJNSTILLERS Jongens Intercept Gezinssituatie (ref: intact gezin) - eenoudergezin - nieuw samengesteld gezin Ouder-kind relatie - relatie met biologische moeder - relatie met biologische vader Gezinsklimaat Ouderlijke monitoring Leeftijd Financiële problemen (ref: nooit) - soms - vaak - missing Belang van geloof Huidige studierichting (ref: ASO) -TSO - BSO Aantal observaties -2 log likelihood (intercept only: 1528,658 ) df

model 1 (ref: nooit) soms vaak -0,265 0,081 ** -1,901 0,149 0,231 -0,047

0,273 0,221

0,109 0,274

839 1527,171 4

0,505 0,362

***

model 2 (ref: nooit) soms vaak -0,330 0,372 -1,683 0,637 **

model 3 (ref: nooit) soms vaak -0,475 1,011 -0,454 1,826

0,250 -0,080

0,289 0,233

0,191 0,220

0,516 0,385

0,218 -0,066

0,300 0,241

0,047 -0,006

0,537 0,418

0,003 -0,007 0,008 -0,002

0,038 0,029 0,028 0,018

0,069 0,046 -0,061 -0,019

0,067 0,053 0,048 0,032

0,003 -0,005 0,011 0,007 0,012

0,039 0,031 0,030 0,019 0,054

0,033 0,082 -0,054 -0,022 -0,065

0,069 0,057 0,051 0,033 0,099

0,222 0,122 0,536 -0,116

0,184 -0,285 0,265 0,925 0,233 * 0,050 0,076 0,081

0,365 0,377 * 0,446 0,130

-0,352 -0,211

0,201 0,216

t

0,381 * 0,358

806 1470,307 12

-0,901 -0,056 778 1393,890 26

***p<.001; **p<.01; *p<.05; tp<.01

Voor meisjes vinden we dat een gunstiger gezinsklimaat samenhangt met minder frequent gebruik van pijnstillers en minder gebruik van slaapmiddelen. Jongens die vaak financiële problemen rapporteren zitten ook vaker in de hoogste gebruikerscategorie van pijnstillers terwijl jongens uit het TSO minder pijnstillergebruik rapporteren dan jongens uit het TSO. Bij de meisjes vinden we een positieve samenhang tussen enerzijds de relatie met de moeder en leeftijd en anderzijds frequent pijnstillergebruik. Meisjes uit het BSO gebruiken ook minder vaak pijnstillers dan meisjes uit het ASO.

Tabel 20: B-coëfficienten en standaardfouten ( ) voor de multinomiale logistische regressie met ‘gebruik van pijnstillers’ als afhankelijke variabele (meisjes) PIJNSTILLERS Meisjes Intercept Gezinssituatie (ref: intact gezin) - eenoudergezin - nieuw samengesteld gezin Ouder-kind relatie - relatie met biologische moeder - relatie met biologische vader Gezinsklimaat Ouderlijke monitoring Leeftijd Financiële problemen (ref: nooit) - soms - vaak - missing Belang van geloof Huidige studierichting (ref: ASO) -TSO - BSO Aantal observaties -2 log likelihood (intercept only: 950,878) df

0,847

model 1 (ref: nooit) soms vaak (0,124) *** -0,299 (0,159)

0,385 -0,324

(0,447) (0,339)

0,655 0,359

(0,518) (0,383)

t

model 2 (ref: nooit) soms vaak 0,908 (0,519) 0,870 (0,597)

t

model 3 (ref: nooit) soms vaak -1,671 (1,614) -2,625 (1,953)

0,325 -0,345

(0,459) (0,346)

0,506 0,209

(0,531) (0,396)

0,488 -0,300

(0,508) (0,354)

0,640 0,163

(0,573) (0,409)

-0,011 -0,014 -0,005 0,016

(0,059) (0,042) (0,046) (0,031)

0,111 -0,029 -0,116 -0,011

(0,072) 0,017 (0,050) 0,004 (0,054) * -0,040 (0,037) 0,014 0,175

(0,061) (0,044) (0,049) (0,032) (0,092)

0,132 0,003 -0,151 -0,010 0,224

(0,074) (0,052) (0,056) (0,038) (0,112)

0,544 -0,352 -0,255 0,023

0,581

(0,362)

(0,376) (0,375) (0,117)

-0,073 -0,765 0,000

(0,444) (0,557) (0,146)

-0,426 -0,928

(0,330) (0,343)

-0,336 -0,708 462 880,056 26

(0,410) (0,408)

480 945,373 4

t

t

(0,298)

469 916,566 12

***p<.001; **p<.01; *p<.05; tp<.01

Tabel 21: B-coëfficienten en standaardfouten ( ) voor de logistische regressie met ‘gebruik van slaappillen’ als afhankelijke variabele (meisjes) SLAAPPILLEN Meisjes Intercept Gezinssituatie (ref: intact gezin) - eenoudergezin - nieuw samengesteld gezin Ouder-kind relatie - relatie met biologische moeder - relatie met biologische vader Gezinsklimaat Ouderlijke monitoring Leeftijd Financiële problemen (ref: nooit) - soms - vaak - missing Belang van geloof Huidige studierichting (ref: ASO) -TSO - BSO Aantal observaties -2 log likelihood (intercept only: 224,440 ) df

model 1 (ref: nooit) ooit *** -2,650 (0,207)

model 2 (ref: nooit) ooit -0,227 (0,631)

model 3 (ref: nooit) ooit 1,156 (2,832)

-0,320 -0,294

-0,425 -0,373

(0,775) (0,668)

-0,489 -0,287

(0,790) (0,686)

-0,062 -0,013 -0,182 0,059

(0,090) (0,073) (0,066) (0,051)

-0,031 -0,007 -0,207 0,066 -0,124

(0,095) (0,079) (0,074) (0,055) (0,163)

0,453 0,852 -0,314 0,282

(0,514) (0,588) (0,881) (0,211)

0,206 -0,562

(0,546) (0,628) 462 187,752 13

(0,754) (0,627)

480 224,051 2

469 197,174 6

**

**

***p<.001; **p<.01; *p<.05; tp<.01

33

t

** *

t

6. Besluit De gezinsvorm waarin een adolescent de dag van vandaag vertoeft heeft wel degelijk een impact op diens middelengebruik en delinquent gedrag. Globaal genomen wezen onze resultaten erop dat jongens en meisjes die terecht komen in eenouder- en nieuwsamengestelde gezinnen door een (echt)scheiding van hun ouders meer externaliserend probleemgedrag stellen dan hun leeftijdsgenoten in intacte gezinnen. Dit is een bevestiging voor wat algemeen aangenomen wordt in de wetenschappelijke literatuur. Deze bevinding dient ernstig genomen te worden gezien deze middelen niet zonder gevaar zijn. Aan de meeste van deze middelen is immers het risico op geestelijke en/of lichamelijke afhankelijkheid verbonden, evenals mogelijk schadelijke gevolgen voor de mentale en/of fysische gezondheid. Ouderlijke monitoring komt in dit onderzoek naar voor als de belangrijkste intermedïerende variabele waarlangs het gezinstype zijn invloed op probleemgedrag uitoefent. In de meeste gevallen vermindert het effect van het gezinstype op de uitkomstvariabelen en in enkele gevallen wordt het effect zelfs helemaal weg verklaard. Enkel bij het gebruik van pijnstillers en slaapmiddelen blijkt het niet belangrijk of de ouders een oogje in het zeil ogen. Onze resultaten bevestigen de algemene assumptie dat ouders in niet-intacte gezinnen hun zoon of dochter minder superviseren waardoor deze vaker problematisch gedrag gaat stellen. Vaak wordt het opvoedend handelen van ouders in niet-intacte gezinnen immers ondermijnd door een verhoogd stressniveau dat veroorzaakt wordt door conflicten met de ex-partner en de echtscheiding zelf (Van Peer, 2007, P.54). We kunnen ons uiteraard ook vragen stellen bij de richting van dit verband. Leidt een verlaagde supervisie tot meer middelengebruik of is het andersom? Ouders die het gevoel hebben dat het gedrag van hun kinderen dermate problematisch is, zullen het na verloop van tijd misschien afleren om hun zoon of dochter te controleren of bij te sturen. De ouder-kind relatie is de tweede gezinsvariabele waarin we geïnteresseerd waren. Een goede relatie met de ouders leidt over het algemeen tot het stellen van minder probleemgedrag. Globaal genomen blijkt de relatie tussen de vader en de adolescent meer van invloed op het middelengebruik en het delinquent gedrag dan de relatie met de moeder. Dit geldt zeker voor jongens. Zoals eerder reeds vermeld, is dit mogelijk te wijten aan het feit dat adolescenten in eenouder- en nieuw-samengestelde gezinnen vaker bij de moeder blijven wonen na de scheiding waardoor de relatie met de vader verandert in een relatie met een niet-residentiele ouder. Bovendien is geweten dat een slechte relatie met de nietresidentiële ouder probleemgedrag stimuleert. De derde gezinsvariabele die in ons onderzoeksmodel naar voren geschoven werd ter verklaring van het verschil in probleemgedrag tussen verschillende gezinsvormen was het gezinsklimaat. De resultaten met betrekking tot gezinsklimaat zijn echter weinig eenduidig. Het effect van gezinsklimaat op probleemgedrag varieerde fel in sterkte en in richting naargelang het geslacht en naargelang het type middel dat onderzocht werd. Vaak was er ook geen effect aanwezig. Bij jongens viel op dat er soms een positieve samenhang was. Jongens die zegden dat het thuis aangenaam wonen was en die het gevoel hebben dat ze steeds op hun ouders konden rekenen rapporteerden in enkele gevallen hoger middelengebruik en delinquent gedrag. We vinden hiervoor niet onmiddellijk een verklaring. De enorme invloed die tegenwoordig uitgaat van de vriendenkring van de adolescent wordt eveneens bevestigd in dit onderzoek. Adolescenten die een sterk ‘gebruikende’ vriendenkring hebben gebruiken zelf ook vaker middelen. Bovendien hebben adolescenten uit niet-intacte gezinnen vaker frequent-gebruikende vrienden. Ook hier kan de causaliteitsvraag gesteld worden. De kans bestaat dat jongeren die zich bewust zijn van hun problematisch middelengebruik dezelfde kenmerken toeschrijven aan hun vriendenkring om zo hun gedrag te rechtvaardigen. Daarnaast bleek uit de bivariate analyses ook dat het gebruik van middelen en de druk tot middelengebruik binnen de vriendenkring samenhangt

34

met de gezinssituatie, wat een indirect effect van de gezinssituatie suggereert op middelengebruik via de rolmodellen van peers. Een opvallende bevinding was tevens dat meisjes gevoeliger zijn voor de ervaren druk tot het gebruik van middelen vanuit de vriendenkring. Ook hier kan dit een manier zijn om hun problematisch gedrag te legitimeren. Ook de ouders fungeren als belangrijke rolmodellen. Het feit dat het drinkgedrag van ouders samenhangt met dat van hun kinderen impliceert dat er belangrijke socialisatieprocessen in het spel zijn. Bovendien verschilt het effect naargelang geslacht. Meisjes worden bijvoorbeeld vooral beïnvloed door een drinkende moeder terwijl vader het drinkgedrag van hun vader internaliseren. Gezien het middelengebruik van de ouders ook samenhangt met de gezinssituatie, gaat dus ook hier een indirect effect uit van de gezinssituatie op het middelengebruik van jongeren via het middelengebruik van de ouders. Tot slot bespreken we kort nog even de andere achtergrondvariabelen. Niet onverwacht blijken er in technische en beroepsopleidingen meer probleemjongeren te zitten dan in het algemeen secundair onderwijs. Jongeren die veel belang hechten aan geloof stellen ook minder delinquent gedrag en gebruiken minder vaak middelen. De financiële thuissituatie kan een effect uitoefenen in twee richtingen. Enerzijds vinden we vaak een positieve associatie: adolescenten die uit gezinnen komen met financiële moeilijkheden stellen vaker problematisch gedrag. Anderzijds vinden we ook soms het tegenovergestelde effect; bijvoorbeeld voor roken en alcohol. De resultaten wezen uit dat het vaak hebben van financiële problemen samen hing met minder rookgedrag en een lagere alcoholconsumptie. Dit houdt ongetwijfeld verband met de hoge kostprijs van tabak en van sterk alcoholische dranken. Enkel adolescenten uit meer gegoede milieus kunnen in deze middelen dus hun toevlucht zoeken. Een eerste tekortkoming van dit onderzoek is dat we geen indicatie hebben van de duur sinds de echtscheiding en van het conflictniveau tussen de biologische ouders. Dit is relevant aangezien de kwaliteit van de ouder-kind relatie en het opvoedend handelen zich na verloop van tijd terug herstellen. Een volgende beperking is dat er noodgedwongen met een te beperkte gezinsstructuuroperationalisering gewerkt moest worden. Jenkins en Zunguze merkten in 1997 al op dat enkel het verschil tussen eenouder- en tweeoudergezinnen niet blijkt te volstaan. Adolescenten die bij hun vader wonen bleken immers vaker alcohol, drugs en tabak te gebruiken. Om af te sluiten kunnen we stellen dat het effect van de gezinssituatie en gezinskenmerken op probleemgedrag bij jongeren heel complex is (Hoffman, 1993). Niet de gezinsvorm op zich, maar veeleer de gezinsprocessen die zich daarbinnen afspelen, alsook het handhaven van een kwaliteitsvolle opvoeding kunnen kinderen bufferen voor de negatieve gevolgen van een ouderlijke scheiding.

35

7. Lijst met referenties Amato, P.R. & Keith, B. (1991). Parental divorce and the well-being of children: a metaanalysis, Psychological Bulletin, 110(1) , pp. 26-46 Amato, P.R. & Gilbreth, J.G. (1999). Nonresident fathers and children’s well-being: A metaanalysis, Journal of Marriage and the Family, 61, pp. 557-573. Amato, P.R. (2001). Children of divorce in the 1990’s: An update of the Amato and Keith (1991) Meta-analysis. Journal of Family Psychology, 15, pp. 355-370. Bronselaer, J. (2007). Impact op gedragspbolemen bij kinderen, pp. 70-97 in C. Van Peer (Red.), De impact van een (echt)scheiding op kinderen en ex-partners. Brussel: Studiedienst van de Vlaamse Regering. Carrette, V. (2007). Impact op het psychologisch welbevinden van kinderen, pp. 38-69 in: C. Van Peer (Red.), De impact van een (echt)scheiding op kinderen en ex-partners. Brussel: Studiedienst van de Vlaamse Regering. Cherlin, A. (2004). The Deinstitutionalization of American Marriage. Journal of Marriage and the Family, 66(4), pp. 848-861. Cookston, J. T. (1999). Parental supervision an family structure: effects on adolescent problem behaviors. [19.12.2007, Journal of Divorce and Remarriage: http://www.haworthpress.com/s tore/]. Crawford, L.A. & Novak, K.B. (2008). Parent-child relations and peer associations as mediators of the family structure substance use relationship. Journal of Family Issues, 29, pp. 155-184 Deater-Deckard, K. & Dodge, K. A. (1997). Externalizing behaviour problems and discipline revisited: nonlinear effects and variation by culture, context, and gender. [19.12.2007, Psychological Inquiry: http://links.jstor.org/]. De Groof, S. & Smits, W. (2006). Antisociaal gedrag bij jongeren onder de loep genomen, pp. 25-52 in C. Eliaerts (Red.), Ernstige jeugddelinquentie: mythe of realiteit? Brussel: VUB Press. Demuth, S. & Brown, S.L. (2004). Family structure, family processes, and adolescent delinquency: The significance of parental absence versus parental gender, Journal of Research in Crime and Delinquency, 41, pp. 58-81. Denton, R.E. & Kampfe, C.M. (1994). The relationship between family variables and adolescent substance abuse: a literature review. [19.12.2007, Adolescence: http://web.ebscohost.com/]. Doherty, W.J. & Needle, R.H. (1991). Psychological adjustment and substance use among adolescents before and after a parental divorce. [19.12.2007, Child Development: http://links.jstor.org/]. Doyle, K.W., Wolchik, S.A. & Dawson-McClure, S. (2002). Development of the stepfamily events profile. Journal of Family Psychology, 16, p. 128-143. Fischer, T. & De Graaf, P. M. (2001). Ouderlijke echtscheiding en de levensloop van kinderen; negatieve gevolgen of schijnverbanden. [20.11.2007, http://spitswww.uvt.nl/web /FSW/tijdschrift/Kalmijn/fischer.pdf]. Fischer, T. (2004). Parental divorce, conflict, and resources: the effects on children’s behavior problems, socioeconomic attachment, and transitions in the demographic career. Rotterdam. Flewelling, R.L. & Bauman, K.E. (1990). Family structure as a predictor of initial substance use and sexual intercourse in early adolescence. [19.12.2007, Journal of Marriage and the Family: http://links.jstor.org/].

36

Free, M.D. (1991). Clarifying the relationship between broken home and juvenile delinquency: a critique of the current literature, Deviant Behaviour, 12, pp. 109-167. Frost, A.K. & Pakiz, B. (1990). The effects of marital disruption on adolescents: Time as dynamic. American Journal of Orthopsychiatry, 60, pp. 544-555. Ganong, L.H. & Coleman, M. (1994). Remarried family relationships. Thousand Oaks, CA: Sage Gil, A.G., Vega, W.A. & Biafora, F. (1998). Temporal influences of family structure and family risk factors on drug use initiation in a multiethnic sample of adolescent boys. Journal of Youth and Adolesnce, 27(3), pp. 373-393. Griffin, K. W.; Botvin, G. J.; Scheier, L. M. Diaz, T. & Miller, N. L. (2000). Parenting practices as predictors of substance use, delinquency, and aggression among urban minority youth Association: http://bases.bireme.br/]. Grisch, J.H. & Fincham, F.D. (2001). Interparental conflict and child development. Cambridge: Cambridge University Press. Hanson, T.L. (1999). Does parental conflict explain why divorce is negatively associated with child welfare? Social Forces, 77, pp. 1283-1316. Hanson, T.L., McLanahan, S. & Thomson, E. (1996). Double jeopardy: Parental conflict and stepfamily outcomes for children. Journal of Marriage and the Family, 58, pp. 141154. Hetherington, E.M. & Jodl, K.M. (1994). Stepfamilies as settings for child development, pp. 55-79 in A. Booth & J. Dunn (Eds.), Stepfamilies: Who benefits? Who does not? Hillsdale, NJ: Lawrence Erlbaum. Hoffman, J.P. (1993). Exploring the direct and indirect family effects on adolescent drug use, Journal of Drug Issues, 23(3), pp. 535-557. Hoffmann, J. P. & Johnson, R. A. (1998). A national portrait of family structure and adolescent drug use. [19.12.2007, Journal of Marriage and the Family: http://links.jstor.org/]. Hoffmann, J. P. (2002). The community context of family structure and adolescent drug use. [19.12.2007, Journal of Marriage and the Family: http://www.blackwell-synergy.com/ links/]. Jenkins, J.E. & Zunguze, S.T. (1998). The relationship of family structure to adolescent drug use, peer affiliation, and perception of peer acceptance of drug use. [19.12.2007, Adolescence: http://web.ebscohost.com/]. Kierkus, C.A. & Baer, D. (2002). A social control explenation of the relationship between family structure and delinquent behaviour, Canadian Journal of Criminology, 44(4), pp. 425-458. Kurdek, L.A. (1994). Remarriages and stepfamilies are not inherently problematic, pp. 37-44 in A. Booth & J. Dunn (Eds.), Stepfamilies: Who benefits? Who does not? Hillsdale, NJ: Lawrence Erlbaum. Larson, R.W. & Gillman, S. (1999). Transmission of emotions in the daily interactions of single-mother families, Journal of Marriage and the Family, 61, pp.21-37. Ledoux, S.; Miller, P.; Choquet, M. & Plant, M. (2002). Family structure, parent-child relationships, and alcohol and other drug use among teenagers in France and the United Kingdom. [19.12.2007, Alcohol and Alcoholism: http://alcalc.oxfordjournals.org/]. Lesaffer, P. (20.11.2007). School maakt geen verschil. De Standaard, p. 4. Lodewijckx, E. (2005). Kinderen en scheiding bij hun ouders in het Vlaamse Gewest: een analyse op basis van rijksregistergegevens. Brussel: Centrum voor Bevolkings- en

37

Gezinsstudie [17.10.2007, Centrum voor Bevolkingsen Gezinsstudie: http://publicaties. vlaanderen.be/docfolder/2223/CBGS_werkdocument_2005_7.pdf]. Lombaert, G. (2005). Onderzoeksrapport: risico- en protectieve factoren in verband met middelengebruik: onderzoek bij 14- tot 18-jarige scholieren in de provincies WestVlaanderen, Oost-Vlaanderen en Zeeland. Gent: De Sleutel. Dienst wetenschappelijk onderzoek. Meeus, W.H.J. & Kroneman, M. (1999). Risicogedrag van adolescenten: negen contraintuïtieve stellingen. Den Haag: Van Gorcum. Miller, P. (1997). Family structure, personality, drinking, smoking and illicit drug use: a study of UK teenagers. [19.12.2007, Drug and Alcohol Dependence: http://www.sciencedirect .com/]. Moon, H. (2000). Prevalence of adolescent behavior problems, smoking and delinquency. [19.12.2007, Journal of Korean Home Economic Associations: http://www.khea.or.kr/]. Needle, R. H.; Su, S. S. & Doherty, W. J. (1990). Divorce, remarriage, and adolescent substance use: a prospective longitudinal study. [19.12.2007, Journal of Marriage and the Family: http:// links.jstor.org/]. Petraitis, J.; Flay, B. R. & Miller, T. (1995). Reviewing theories of adolescent substance use : organizing pieces in the puzzle. [19.12.2007, Psychological Bulletin: http://gateway.tx.ovid.com/]. Powell, B & Downey, B.D. (1997). Living in single-parent households: an investigation of the same-sex hypothesis. [17.12.2007, American Sociological Review: http://links.jstor.org/]. Reinherz, H.Z.; Giaconia, R.M.; Hauf, A.M.; Wasserman, M.S. & Paradis, A.D. (2000). General and specific childhood risk factors for depression and drug disorders by early adulthood. [Journal of the American Academy of Child and Adolescent Psychiatry ]. Simons, R.L., Lin, K., Gordon, L.C., Conger, R.D. & Lorenz, F.O. (1999). Explaining the higher incidence of adjustment problems among children of divorce compared with those in two-parent families. Journal of Marriage and the Family, 61, pp. 1020-1033. Smits, I. (2005). Directe en indirecte invloed van ouders op het probleemgedrag van adolescenten: opvoedingsstijl als moderator van de relatie tussen strategieën voor de omgang met leeftijdsgenoten en probleemgedrag. [Licentiaatsthesis]. Leuven: KU Leuven. Van Hoof, J. & Van Ruysseveldt, J. (2004). Sociologie en de moderne samenleving – maatschappelijke veranderingen van de industriële revolutie tot in de 21ste eeuw. Boom: Open Universiteit. Van Peer, C. & Carrette, V. (2007). Van theoretische en empirische diversiteit naar een onderzoeksmodel, pp. 13-36 in C. Van Peer (Red.), De impact van een (echt)scheiding op kinderen en ex-partners. Brussel: Studiedienst van de Vlaamse Regering. Vanhove, T. & Matthijs, K. (2002). The socio-demographic evolution of divorce and remarriage in Belgium. Leuven: KU Leuven. Van Peer, C. (2007). De impact van een (echt)scheiding op kinderen en ex-partners. Studiedienst van de Vlaamse Regering [17.10.2007, Studiedienst van de Vlaamse Regering: http://aps.vlaanderen.be/statistiek/publicaties/svr-studies/2007-03-impactechtscheiding-web. pdf]. Vlaams Agentschap Zorg en Gezondheid (2006). Middelengebruik in Vlaanderen: een stand van zaken. [28.11.2007, VAZP in samenwerking met de Vlaamse Overheid: http://www.zorg-en-gezondheid.be/]. Wells, L.E. & Rankin, J.R. (1991). Family and delinquency: a meta-analysis of the impact of broken homes, Social Problems, 38(1), pp. 71-93.

38

Willets, M.C. & Maroules, N.G. (2004). Does remarriage matter? The well-being of adolescents living with cohabiting versus remarried mothers. Journal of Divorce and Remarriage, 41, pp. 115-133. Wolfinger, N.H. (1998). The effects of parental divorce on adult tobacco and alcohol consumption. [19.12.2007, Journal of Health and Social Behavior: http://www.jstor.org/].

39

Bijlage 1. Frequenties van middelengebruik voor jongens en meisjes

Bier drinken

Sterke drank drinken

Cocktails drinken

Een sigaret of sigaar roken

Een joint roken

Dronken zijn

Cocaïne gebruikten

Heroïne gebruiken

LSD gebruiken

nooit

enkele keren per jaar

enkele keren per maand

meerdere keren per week

dagelijks

Missing

Totaal

Jongens

129

162

241

277

31

1

841

%

15,34

19,26

28,66

32,94

3,69

0,12

100,00

Meisjes

156

117

154

52

3

1

483

%

32,30

24,22

31,88

10,77

0,62

0,21

100,00

Jongens

197

277

264

93

9

0

840

%

23,45

32,98

31,43

11,07

1,07

0,00

100,00

Meisjes

143

158

157

23

1

1

483

%

29,61

32,71

32,51

4,76

0,21

0,21

100,00

Jongens

255

269

247

52

14

4

841

%

30,32

31,99

29,37

6,18

1,66

0,48

100,00

Meisjes

115

173

175

19

0

1

483

%

23,81

35,82

36,23

3,93

0,00

0,21

100,00

Jongens

581

55

34

30

132

8

840

%

69,17

6,55

4,05

3,57

15,71

0,95

100,00

Meisjes

368

41

26

6

40

2

483

%

76,19

8,49

5,38

1,24

8,28

0,41

100,00

Jongens

641

88

44

34

30

4

841

%

76,22

10,46

5,23

4,04

3,57

0,48

100,00

Meisjes

408

52

14

5

2

2

483

%

84,47

10,77

2,90

1,04

0,41

0,41

100,00

Jongens

354

220

195

62

3

6

840

%

42,14

26,19

23,21

7,38

0,36

0,71

100,00

Meisjes

260

164

47

4

1

6

482

%

53,94

34,02

9,75

0,83

0,21

1,24

100,00

Jongens

805

18

8

4

4

2

841

%

95,72

2,14

0,95

0,48

0,48

0,24

100,00

Meisjes

476

3

2

0

0

2

483

%

98,55

0,62

0,41

0,00

0,00

0,41

100,00

Jongens

824

7

3

2

2

3

841

%

97,98

0,83

0,36

0,24

0,24

0,36

100,00

Meisjes

481

1

0

0

0

1

483

%

99,59

0,21

0,00

0,00

0,00

0,21

100,00

Jongens

817

13

6

3

1

1

841

%

97,15

1,55

0,71

0,36

0,12

0,12

100,00

Meisjes

478

3

1

0

0

1

483

%

98,96

0,62

0,21

0,00

0,00

0,21

100,00

Amfetaminen gebruiken

Andere illegale drugs gebruiken

Pijnstillers gebruiken

Slaappillen gebruiken

Jongens

814

11

7

3

3

3

841

%

96,79

1,31

0,83

0,36

0,36

0,36

100,00

Meisjes

478

1

2

0

0

2

483

%

98,96

0,21

0,41

0,00

0,00

0,41

100,00

Jongens

786

38

11

4

1

1

841

%

93,46

4,52

1,31

0,48

0,12

0,12

100,00

Meisjes

473

4

3

0

0

3

483

%

97,93

0,83

0,62

0,00

0,00

0,62

100,00

Jongens

434

337

57

7

4

2

841

%

51,61

40,07

6,78

0,83

0,48

0,24

100,00

Meisjes

116

268

87

9

0

3

483

%

24,02

55,49

18,01

1,86

0,00

0,62

100,00

Jongens

803

28

3

1

3

3

841

95,48

3,33

0,36

0,12

0,36

0,36

100,00

Meisjes

450

23

6

1

0

3

483

%

93,17

4,76

1,24

0,21

0,00

0,62

100,00

41