sou · GPB352d3 · 2002-01-01 00:00:00 — Relativ risk (RR) för påbörjad dygnsvård, barn (13–), efter föräldrars födelseland, 1990–1999 En förälder född i 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 6.3.3Relativ risk relaterad till ålder och invandrarbakgrund Risken för en tonåring att hamna i dygnsvård under ett visst år jämfört med ett yngre barn var dubbelt så stor (RR=2,1) av , när vi räknar på alla barn oavsett nationell bakgrund. Denna överrisk ökade sedan successivt till att bli nästan trefaldig tre sista åren (RR=2,9). Skiljer sig denna överrisk när vi kontrollerar för invandrar- bakgrund, och hur förändras den ? Relativ risk för tonåringar (13–) att komma i dygns- vård jämfört med yngre barn, (0–), efter föräldrars födelse- land, 1990–1999 En förälder född i 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 I Figur 8 jämförs risken för en tonåring att bli placerad i dygnsvård under ett kalenderår jämfört med yngre barn, inom de tre grupperna som konstruerats efter föräldrars födelseland. Tonår- ingar med båda föräldrar födda i jämförs således med yngre barn vars båda föräldrar också är svenskfödda etc. Figuren visar att överrisken för tonåringar ökar i alla grupperna, men att den är tydligt större i gruppen med två utlandsfödda för- äldrar. I den sistnämnda är överrisken för tonåringar jämfört med yngre barn 3–4 gånger högre under större delen av perioden. För barn med svenskfödda föräldrar, och gruppen med en förälder född utomlands, är den 2–3 gånger större. 6.3.4Ökat antal tvångsingripanden? Vi har konstaterat att ökningen av påbörjade omhändertaganden framförallt handlar om tonåringar. Utifrån detta kunde man för- vänta sig att andelen tvångsomhändertaganden skulle öka på bekostnad av de frivilliga. Detta eftersom ungdomar ofta blir omhändertagna på grund av asocialt beteende (missbruk, brotts- lighet osv.) som man kunde förvänta sig leder till tvångs- Fördelningen mellan frivilliga och tvångsplaceringar i tonårsgruppen är emellertid mycket stabil (vi har räknat på varje individs första placering, i de fall samma individ omhändertagits både med tvång och frivilligt under ). Andelen tvångs- placeringar av samtliga omhändertaganden varierar mellan och för åtta av åren mellan . Det får närmast betraktas som anmärkningsvärt att för- delningen mellan tvång och frivillighet inte förändrats mot bak- grund av den stora volymökningen. Ökningen av tonårsplaceringar har med andra ord inte inneburit en utökad användning av tvångsvårdslagstiftningen. Samma sak gäller för övrigt omhändertaganden i den yngre åldersgruppen. Könsskillnaderna är försumbara i båda ålders- grupperna, det vill säga tvångsomhändertaganden har inte ökat mer för pojkar än för flickor. Vi skall återkomma till en diskussion av dessa förväntade men uteblivna förändringar . 6.3.5Överlämnad till vård inom – en förklaring? I den avslutande diskussionen skall vi återkomma till mer spekulativa förklaringar av ökningen av dygnsvård för tonåringar. Redan här skall emellertid pekas på ett faktum som vi uppfattar som uppenbart relaterat till dygnsvårdens ökning. Uppgången av antal tonåringar som placerats i dygnsvård upp- visar nämligen samma förändring som en annan kurva: den radikala ökningen av antal ungdomar 15–som av dom- stolarna överlämnats till vård inom för begångna brott (Figur 9). Tillgänglig statistik visar endast utvecklingen , men bilden är mycket tydlig (källa: opublicerad årsstatistik från ; jfr 2000:7). En jämförelse mellan åren 1990–1992 och 1996–1998 visar att antalet ungdomar ökat och antalet domar . Av domstol överlämnade till vård inom : Antal individer och domar, 1990–1998 saknas möjligheter att statistiskt koppla dessa påföljder på individnivå med faktiska insatser utförda inom vare sig på nationell eller på lokal nivå. Man vet således inte vad som händer med de individer som får domarna, vilket i sig är anmärk- ningsvärt. Därför vet vi inte hur mycket denna förändring kan förklara 1990-talets ökning av antalet tonåringar som placeras i dygnsvård. Men påföljden innebär ett direkt uppdrag till , som måste utföras på något sätt. Det verkar därför sannolikt att påverkats indirekt av externa förändringar, i rättspraxis och i attityder till ungdomsbrottslighet (jfr Estrada 1999; 2000:7), även om vi inte kan kvantifiera detta. I det här avsnittet kompletterar vi tidigare redovisade analyser genom att undersöka erfarenheten av dygnsvård i olika födelsekohorter talet (enligt uppgifter i historiska barnavårdsregister). Vi ställer frågan har det blivit vanligare att 6-åringar, 12-åringar och 18-åringar under sin uppväxt har varit i fosterhem eller på Ansatsen har tidigare använts bland annat för att undersöka variationer i ungdomsbrottsligheten (, 1987; 1997) och förekomst av samhällsvårdserfarenhet under uppväxten (1996c; m.fl. 2000). Resultat från undersökningar om samhällsvårdserfarenhet i har visat att 3,0–3,av alla födda (och boende i landet när de är ) före vuxen ålder har varit i fosterhem eller institutions- vård. Föreliggande studier är dock den första i litteraturen, oss veterligt, som undersöker prevalensen av vårderfarenhet i olika åldrar . Förekomst av vårderfarenhet vid en viss ålder är ett intressant och robust (men grovt) alternativt mått på omfatt- ningen av dygnsvården, och även på förändringar av hur många i befolkningen som berörs av dessa interventioner. Måttet påbörjade omhändertaganden fokuserar agerande och svarar på frågan hur många barn som omhändertas . Måttet förekomst av vårderfarenhet riktar i stället uppmärksam- heten på barnen och svarar på frågan hur många barn som varit omhändertagna (jfr , 1987 och 1997 om ungdomsbrottslighet; 1993 om socialbidrag). Resultaten visas i Figur 10 nedan. Procentandel av 6-, 12- och 18-åringar med erfarenhet av dygnsvård, 1990–1999 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 Omhändertagande av barn SOU 2001:52 Siffran är stabil för 6-åringar (0,9–1,). En av hundra har varit i fosterhem eller på institution, och det finns till och med en svag tendens att andelen sjunker. Könsskillnaderna är försumbara. Även är siffran stabil: av alla 12-åringar i har under uppväxten varit i dygnsvård och detta förändrar sig inte . Andelen med vårderfarenhet är något högre för pojkar, jämfört för flickor, men återigen oförändrad . sker nära nog en fördubbling av andelen i kohorterna som varit placerad av i fosterhem eller på institution. Siffran pendlar nu mellan , närmare den undre gränsen –1995. Skillnaderna pojkar/flickor är åter- igen försumbara. Kohortstudien visar på stabila tal avseende förekomst av samhällsvårdserfarenhet i befolkningen vid 6, 12 och 18-års ålder . Det har inte skett några radikala förändringar i omfattningen av interventioner som lett till att märkbart fler barn i befolkningen fått erfarenhet av dygnsvård. Kurvan för vårderfarenhet gick ner under mitten av decenniet och svagt upp igen mot slutet. Men hur går detta ihop med de ökningar av tonårsplaceringar som faktiskt ägt rum? Det finns två troliga förklaringar till de motsägelsefulla resultaten. För det första finns det en eftersläpning i kohortstudien, efter- som vårderfarenhet vid innefattar samlade händelser under hela uppväxten. Fler placeringar av yngre tonåringar – som kommer i vård – visar sig inte i detta statistiska mått förrän 3–. Om vi tittar närmare på när ökningen av tonårings- placeringar börjar vet vi att det är först som kurvan vänder uppåt. Om ökningen främst handlar om yngre tonåringar innebär det att kohortkurvan för 18-åringarna i figuren ovan (Figur 10) bör vända uppåt först då de äldsta av de ungdomar som var 13–1993 har nått . Detta är också fallet. Men det är sannolikt inte den enda förklaringen. Resultaten blir också förklarliga om det har blivit allt vanligare att ungdomar med tidigare vårderfarenhet återkommer till samhällsvården, och om det finns en växande grupp som flyttas mellan olika vårdmiljöer (minns att samma barn kan återkomma år i statistiken över påbörjade omhändertaganden). Mycket tyder på att det blivit vanligare med flera placeringar och byten mellan vårdmiljöer. I en analys av utvecklingen –1996, fann Social- styrelsen att ökningen av tonårsplaceringar i stor utsträckning bestod av fler korta, tillfälliga placeringar där ungdomarna åter- vände hem eller flyttade till andra vårdmiljöer (1998b). Återintagning till vård efter hemflyttning är vanligast bland ungdomar som placeras i tidiga tonår (13–) på grund av asocialt beteende (, Sallnäs & Kyhle- , kommande). Föryngringen av ungdomarna som placeras vid så kallade §12-hem tyder på att denna grupp faktiskt har blivit större (, Sallnäs & 1999), och det är sannolikt att återintagningen också växer i andra vårdformer eftersom §12-hemsvården är den sociala barnavårdens sista utpost. Tonåringar i §12-hemsvård har vanligtvis tidigare varit placerade i andra vårdformer, och har ofta skickats vidare när sådana placeringar havererat (, Sallnäs & , kommande). Eftersom sammanbrott är mycket vanliga vid tonårsplaceringar (40–i vissa vårdformer, ibid.) kan det förutsättas att många placeringar inte går som planerat vilket ofta leder till nya placeringar. 6.5Skillnader och förändring på nivå I detta avsnitt diskuterar vi variationer i antalet omhändertaganden mellan olika kommuner och tittar särskilt på hur 1990-talets ökning av omhändertagande slår på nivå. Sådana data ger andra möjligheter än individbaserade data när det gäller att studera vilket inflytande strukturella förhållanden, i form av olika typer av socioekonomiska variabler som varierar mellan kommun- erna, har på omhändertaganden. Analyser på kommunnivå ger också utrymme för diskussion av den kommunbaserade social- tjänstorganisationens betydelse, dvs. hur arbetets organisering och skillnader i det sociala arbetets metoder (och förändringar i dessa) påverkar antalet omhändertaganden. Även om det sistnämnda är en ofta diskuterad fråga bland socialarbetare och beslutsfattare finns det förvånansvärt få studier som diskuterar hur de faktiska skillnaderna ser ut och vad de beror på (se dock i denna volym; 1993; 1994; 1999). Vårt bidrag får ses som ett försök att peka ut tämligen grova mönster och säga något om förändringarna . I finns en stark forskningstradition som medvetet tagit fasta på problemskapande faktorer i familjernas omgivning och undersökt hur barnavårdsproblem varierar mellan olika geografiska områden (ofta amerikanska counties). och andra amerikanska forskare har utifrån ett så kallat ekologiskt perspektiv intresserat sig för sambandet mellan å ena sidan olika mått på antalet barn som far illa samt å andra sidan demografiska faktorer, socioekonomiska förhållanden och andra stressfaktorer i familjer- nas miljö. Studiernas population är inte individer eller familjer utan geografiska enheter. Man har kunnat visa att antalet barn som far illa samvarierar med områdenas inkomststruktur, familjesamman- sättning (andel ensamstående kvinnor med barn hänger samman med andel barn som far illa) samt instabilitet i områdenas nätverk mätt som befolkningens rörlighet i form av flyttningar (Garbarino 1976; Garbarino & Crouter ; Garbarino & 1980; Garbarino 1992a; Garbarino 1992b;). Andra studier i samma tradition har pekat på betydelsen av faktorer som urbaniserings- grad, förekomst av narkotikaproblem och policybeslut. Man har också sökt identifiera strukturella faktorer som påverkar föränd- ringar i antalet barn som far illa (Spearly & Lauderdale 1983; Zuravin 1987; 1996). Vi har tidigare visat (1999) att det går att återfinna klara samband mellan å ena sidan andelen vårddygn i kommunerna (det vill säga det antal dygn som barn vårdats enligt SoL och LVU i förhållande till befolkningens storlek) och å andra sidan struktu- rella förhållanden i kommunerna. Hög andel vårddygn uppvisar starka bivariata samband med: N hög andel ensamstående kvinnor med barn i kommunerna. N hög andel ensamstående män i kommunerna. N hög andel utomnordiska invandrare i kommunerna. N höga socialbidragskostnader per kommuninnevånare i kommu- nerna.7 Frågan är hur man skall tolka sådana samband. Är det så att det faktum att (relativt sett) många ensamstående mödrar får sina barn omhändertagna leder till att kommuner med många sådana familje- konstellationer har höga omhändertagandesiffror? Det går givetvis inte att utesluta att det är på det viset. Tvärtom, när man studerar individärenden så är ensamstående mödrar kraftigt överrepresente- 7 Prövade i en linjär regressionsmodell visar sig variablerna andel ensamstående kvinnor med barn, andel ensamstående män, ohälsotal (andel sjukskrivna och sjukpensionerade) och kostnader för socialbidrag per invånare ha samband med högt antal vårddygn. Modellens förklarade (r2) är 0,34. rade bland dem som får sina barn omhändertagna. Rent teoretiskt kan man emellertid tänka sig kommuner med höga omhänderta- gandesiffror och många ensamstående mödrar, men där alla barn som omhändertas bor i traditionella kärnfamiljer. En alternativ, eller kompletterande, (ekologisk) tolkning av sambanden är att faktorer som antalet ensamstående mödrar och socialbidragstagare istället är indikatorer på specifika förhållanden i kommunerna, som i sin tur hänger samman med insatser. Skall man försöka sätta ord på hur sambanden ser ut i en sådan tolkning kan man tala om en samvariation mellan barnomhändertaganden och socioekonomiska stressfaktorer i kommunerna, dvs. barn som växer upp i oroliga områden löper större risk att bli omhändertagna än andra barn (se Garbarino & Crouter ; Garbarino 1992). Sambandsstrukturen är dock komplicerad och variabler som man i första påseende skulle förvänta sig hänga ihop med höga omhändertagandesiffror på nivå visar sig inte ha något samband. Det tycks exempelvis inte finnas några entydiga kopp- lingar mellan barnomhändertaganden och kommunernas ekonomi (mätt i kommuninnevånarnas ekonomiska resurser) eller arbets- löshetsnivån. Korrelationen mellan andelen vårddygn och andelen arbetslösa är till och med svagt negativ. Detta motsäger inte att det är fattiga familjer och familjer med arbetslösa föräldrar som får sina barn och ungdomar omhändertagna. Tvärtom vet vi från individ- relaterade data att sådana familjer är kraftigt överrepresenterade i alla undersökningar av vilka barn som blir omhändertagna. Men om vi vill hitta kommuner där många barn blir omhändertagna skall vi inte i första hand leta bland dem som har hög arbetslöshet eller där innevånarna tjänar lite pengar (se 1999; 2000). Det går alltså att finna vissa belägg för att barnomhänder- taganden varierar med yttre förhållanden i kommunerna. Vi vill emellertid understryka dels att sambandstrukturerna är mycket komplexa, dels att man endast tycks kunna förklara en del av skillnaderna på detta sätt. Vid sidan av socioekonomiska variabler kan skillnader i kommunernas sätt att organisera , i de metoder som tillämpas av socialarbetarna och i kommunernas policy, ha betydelse för nivån på omhändertaganden. Vi vill i det sammanhanget peka på en undersökning av (1993) . Hon jämför där , , och och konstaterar att den sist- nämnda kommunen har långt högre omhändertagandesiffror än de andra. Skillnaderna kan knappast förklaras med olikheter i problemförekomst (exempelvis variationer i brottslighet), socio- ekonomiska förhållanden eller demografiska faktorer. I en studie av förhållandena i finner hon i stället att det faktum att hade fler socialsekreterare (fler kan upptäcka mer och göra mer) och förändringar i socialarbetarkultur (drevs bland annat kampanjer om hårda tag mot narkotikamissbrukare) kan ha bidragit till att förklara skillnaderna. Skillnaderna i andel omhändertagna barn mellan svenska kommuner är ansenliga. påbörjade genomsnittskommunen omhändertaganden för 2,2 barn per tusen, medan den kommun som gjorde flest omhändertaganden i förhållande till befolkningen inledde placeringar för nära så många barn (6,1 barn per tusen). I omkring tio kommuner påbörjades inga omhänder- taganden alls detta år.8 När vi räknat på kommunala förändringar , har vi delat upp årtiondet i två delar och jämför den första halvan (1990–1994) med den andra (1995–1999). Om man räknar på enskilda år riskerar nämligen tillfälliga variationer, särskilt i de små kommunerna (som ju väger lika mycket som de stora i en sådan här analys), att spela alltför stor roll. Med detta sätt att räkna har genomsnittskommunen ökat , från period ett till period två (jämför man med är ökningen ). I Figur 11 visas förhållandet mellan den första och den andra halvan av . Varje punkt representerar en kommun. På x-axeln markeras dess placering period 1 och på y-axeln period 2. Som framgår är sambandet mellan den första och andra perioden förhållandevis starkt (r=0,65). Det kanske är värt att påminna att de siffror vi använder oss av är påbörjade omhändertaganden, alltså sådana som borde variera . Det är med andra ord en förvånansvärt stabil bild som tonar fram. De kommuner som hade höga omhändertagandetal vid decenniets början hade det också vid dess slut. Av figuren framgår också att det finns ett antal kommuner som ligger mycket högt (de som finns längst upp till höger i figuren) och att det är några som ökat från låga omhändertagandetal till höga (övre vänstra delen av 8 Beräkningen baseras på 284 kommuner. Ändringar i kommunindelningar och andra faktorer gör att det inte går att räkna på dagens 289 kommuner. figuren), medan det är mindre vanligt att andelen omhänder- taganden minskat. Svenska kommuner efter antal påbörjade omhänder- taganden per tusen barn (0–), 1990–1994 respektive 1995–1999 Bland de kommuner som har den högsta andelen påbörjade omhändertaganden under sista halvan av (de som åter- finns längst upp i figuren) kan man se ett relativt tydligt mönster om man studerar de enskilda kommunerna. Hälften av de tjugo som ligger högst är förortskommuner (enligt kommunförbundets indelning) och en stor del återfinns i . De flesta av dessa kommuner ligger högt med avseende på sådana strukturella variabler som hänger ihop med omhändertaganden (se ovan). De har med andra ord höga utbetalningar av socialbidrag per invånare, stor andel ensamstående kvinnor med barn och hög andel utomnordiska invandrare. Omkring hälften av de tjugo kommunerna fanns med bland den fjärdedel av landets samtliga kommuner som hade högst andel ensamstående kvinnor med barn, utomnordiska invandrare och socialbidrag per invånare i mitten av 1990-talet.9 Som vi tidigare visat räcker emellertid de strukturella variablerna bara till för att förklara en del av sambandet med höga omhänder- tagandetal. Vid sidan av socioekonomiska faktorer kan man tänka sig att andra faktorer i kommunerna kan bidra. Det starka sambandet mellan period 1 och 2 kan tyda på att stabilitet eller trögrörlighet i organisationsförankrade faktorer, som resursför- delning, insatsrepertoar och socialarbetarkultur, kan spela roll i sammanhanget. De kommuner som tenderar göra många omhändertaganden fortsätter helt enkelt att göra det (se 2000; Trydegård 2000, den sistnämnda visar hur institutionella förhållanden kan bidra till att förklara stabilitet i äldreomsorg). Vi har på olika sätt försökt titta närmare på de kommuner som ökat sina påbörjade omhändertaganden mest (de kommuner där skillnaden mellan period 1 och period 2 är störst). Den kommun som gått upp mest från period 1 till period 2 har ökat med 3,7 barn per tusen. Knappt tio kommuner ökar med mer än 2 barn per tusen och omkring femtio, eller drygt femton pro- cent, med mer än ett barn per tusen. Detta måste ses som en ganska väsentlig förändring med tanke på att genomsnittsiffran är drygt två påbörjade omhändertaganden per tusen. Bland de kommuner som ökar mycket är emellertid bilden långt ifrån lika tydlig som bland dem som ligger högt. Trots ett antal olika försök att systematisera materialet har vi inte återfunnit några tydliga, urskilj- bara mönster för faktorer som kommuntyp eller socioekonomiska förhållanden. Vi har även per telefon kontaktat tjänstemän i några av de kommuner som ökat mest för att få en bild av hur man ser på uppgången och de förändringar som skett . Många pekar på tonårs-, gäng- och skolrelaterade problem och en del på att de förebyggande åtgärderna inte varit tillräckliga, men sammantaget är det svårt att finna någon systematik i orsaker till ökning när man fokuserar enskilda kommuner. Det tycks med andra ord vara lättare att återfinna strukturella förklaringar till att enskilda kommuner ligger högt i statistiken över påbörjade omhändertaganden än till att de ökar. 9 Jämförelsen baseras på uppgifter i , 1999, valet av dessa tre variabler motiveras av att dessa har högt samband med omhändertaganden, att de förefaller vara tämligen stabila och att de inte är starkt korrelerade med varandra. Vi har tidigare visat att antalet omhändertaganden gått upp kraftigt som antalet förebyggande åtgärder ökat. Omhänder- taganden har således inte ersatt öppenvård. I stället har det blivit mer av allt. Fram var kontaktperson/kontakt- familj den enda förebyggande åtgärd som registrerades i den offentliga statistiken. har två andra statistikposter – individuellt förebyggande insatser och strukturerade öppenvårds- insatser – tillkommit. Tillsammans skall dessa tre statistikposter täcka alla individuellt förebyggande åtgärder för barn och unga. En svaghet i de tre statistikserierna är emellertid att de inte är individrelaterade. De tillåter med andra ord inte den typ av analyser av vilka barn/unga som är föremål för insatser som vi gjort i denna rapport. Eftersom rapportering av förebyggande insatser enligt nuvarande principer inte finns tillgänglig , och olikheter i inrapporteringen försvårar jämförelser med tiden , nöjer vi oss här med att kort peka på kommunala för- ändringar av antalet påbörjade insatser med kontakt- person/familj och att säga något om sambandet mellan denna före- byggande åtgärd och påbörjade omhändertaganden. I relativa tal påbörjade genomsnittskommunen insatser med kontaktperson/familj för 3,6 barn/unga per tusen medan mot- svarande siffra för den kommun som hade flest insatser av detta slag var 13,2. När vi räknat på förändringar har vi delat upp årtiondet i två delar och jämför perioden –1993 med 1994–1997.10 Genomsnittskommunen har ökat med 1,1 barn per tusen eller , alltså långt mer än ökningen för omhändertaganden () (här räknar vi dock på olika perioder, så jämförelserna haltar en smula). Den kommun som gått upp mest har ökat med åtta barn per tusen. 10 Detta eftersom statistikserien är bruten (se ovan). Svenska kommuner efter antal påbörjade insatser med kontaktperson/familj per tusen barn (0–), 1990–1993 respektive 1994–1997 I Figur 12 jämförs antalet påbörjade insatser med kontakt- person/familj av (1990–1993) och de senare (1993–1997). Liksom för påbörjade omhändertaganden är sambandet mellan period 1 och period 2 relativt starkt11 och även här märks ett antal kommuner där omhändertagandena ökat kraftigt och kommuner som ligger högt . Om man tittar närmare på de enskilda kommuner som har hög andel kontaktperson/familj så är bilden svårare att tolka än motsvarande siffror för påbörjad dygnsvård. Här finns inte alls samma dominans av Stockholmsförorter. Inte heller verkar de socioekonomiska förhållandena ha samma starka samband med hög andel insatser med kontaktperson/familj. 11 Det bör dock sägas att det faktum att man räknar innebär att sambandet borde blir starkare än för omhändertaganden där vi räknat . Det verkar med andra ord inte vara samma typ av bakgrunds- förhållanden som hänger ihop med kontaktperson/familj som med påbörjade omhändertaganden. En intressant fråga blir därför vilket samband det finns mellan de båda insatstyperna. Man skulle kanske kunna förvänta sig att de olika insatserna utgör reaktioner på och reflekterar liknande bakgrundsförhållanden, även om man naturligtvis bör tänka sig att graden av problem i de enskilda fallen är större vid omhändertaganden. En alternativ hypotes är att det finns ett omvänt samband mellan omhändertaganden och kontakt- mannaskap.