Het verband tussen kindfactoren en de duur van een ondertoezichtstelling
The relationship between child factors and the duration of a Dutch supervision orders
Masterthesis Forensische Orthopedagogiek Pedagogische en Onderwijskundige Wetenschappen Universiteit van Amsterdam E. Eshuis, 10343156 Begeleiding: dhr. drs. M. Assink Tweede beoordelaar: mw. dr. I. Wissink Amsterdam, juli 2014
Inhoudsopgave 1. Samenvatting 3 2. Abstract 3 3. Inleiding 4 4. Methode 9 4.1 Participanten 9 4.2 Instrumenten 10 4.3 Procedure 11 4.4 Analyses 11 5. Resultaten 12
5.1 Samenhang tussen Kindfactoren en OTS-duur 13
5.2 Univariate Multinomiale Logistische Regressieanalyses 14 5.3 Multivariate Multinomiale Logistische Regressieanalyses 15
6. Discussie 17
7. Literatuur 22
Bijlage 1: Overzicht van de Onafhankelijke Variabelen 28
Bijlage 2: Resultaten van de Samenhang tussen Kindfactoren en OTS-duur 29 Bijlage 3: Resultaten van de Univariate Regressieanalyses 30 Bijlage 4: Resultaten van de Toetsing op Multicollineariteit 32
Samenvatting
Met deze studie is onderzocht in hoeverre kindfactoren de duur van een ondertoezichtstelling (OTS) kunnen verklaren. Van 313 onder toezicht gestelde kinderen zijn dossiers opgevraagd bij Bureau Jeugdzorg Agglomeratie Amsterdam, die vervolgens zijn gecodeerd aan de hand van een scoringsinstrument dat door de Universiteit van Amsterdam is ontwikkeld. Uit de resultaten van univariate regressieanalyses bleken zes kindfactoren significant met OTS-duur samen te hangen: leeftijd, nog niet leerplichtig zijn, geen onderwijs volgen, problemen met de autonomie, zich onttrekken aan toezicht en autisme problematiek. Multivariate
regressieanalyses lieten echter zien dat alleen leeftijd en problemen met de autonomie een unieke bijdrage hadden in de verklaring van OTS-duur. Zowel beperkingen van deze studie als aanbevelingen voor de praktijk en vervolgonderzoek worden besproken.
Kernwoorden: kindfactoren, ondertoezichtstelling, zorgduur, jeugdzorg
Abstract
With this study it was investigated to what extent child factors are associated with the duration of Dutch supervision orders (SO). Files were retrieved of 313 Dutch children who were under supervision of the child welfare agency in Amsterdam, and were afterwards encoded by the use of a coding form which was developed by the University of Amsterdam. The results of univariate regression analyses showed that six child factors had a significant association with the SO duration: age, not being of school age, not following education, problems with the autonomy, withdrawal from supervision and problems in the autism
spectrum. However, multivariate regression analyses showed that only age and problems with the autonomy had a unique contribution to the explanation of the SO duration. The limitations of this research and recommendations for practice and follow-up studies are discussed.
Inleiding
Ieder kind, van 0 tot 18 jaar, heeft recht op een onbedreigde ontwikkeling (Wet op de Jeugdzorg, 2005). De jeugdzorg biedt hulp en ondersteuning aan kinderen en ouders die problemen ervaren van sociale, psychische of pedagogisch aard die de ontwikkeling van het kind belemmeren (Nederlands Jeugdinstituut [NJI], 2013). Voor de ontwikkeling van het kind is het van belang dat het kind niet langdurig in de zorg blijft, want hoe minder snel en
adequaat de zorg aansluit bij de zorgbehoeften van het kind hoe ernstiger de emotionele problemen of gedragsproblemen zijn op de langere termijn (Hurlburt et al., 2004). Toch blijken zorgtrajecten van kinderen lang te kunnen duren (Berends, Campell, Wijgergangs, & Bijl, 2010), waardoor zij blijvend worden bedreigd in hun ontwikkeling omdat zorgdoelen niet worden behaald.
Niet alleen voor de ontwikkeling van het kind, maar ook voor de maatschappij is het van belang dat kinderen met zorgbehoeften snel en adequaat geholpen worden. Volgens Jeugdzorg Nederland (2011) vormt jeugdzorg een grote kostenpost voor de maatschappij en (te) lange zorgtrajecten dragen daar aan bij. Wanneer de zorgduur afneemt, dan is dit in de eerste plaats gunstig voor de ontwikkeling van het kind (Hurlburt et al., 2004) en daarnaast zullen kortere zorgtrajecten goedkoper zijn voor de maatschappij. In het huidige onderzoek wordt gezocht naar factoren die samenhangen met de zorgduur, om in de toekomst in een zo kort mogelijk tijd tegemoet te kunnen komen aan de zorgbehoeften van kinderen.
In dit onderzoek worden de factoren die mogelijk geassocieerd zijn met de zorgduur gebaseerd op het sociaalecologisch model van Bronfenbrenner (1979; 1986). In dit model staat het kind centraal en om het kind heen bevinden zich verschillende systemen die de ontwikkeling van het kind beïnvloeden. Als eerste bevindt het microsysteem zich om het kind heen, zoals het gezin of de school. Dit systeem is vervolgens ingebed in het exosysteem (bijv. de woonbuurt) met daaromheen het macrosysteem, waarin culturele en maatschappelijke normen zich bevinden. Het microsysteem is op het meest proximale niveau van het kind en heeft daardoor een grotere invloed op de ontwikkeling van het kind dan de systemen die op een meer distaal niveau van het kind staan. De directe omgeving van het kind beïnvloedt dus in sterke mate de ontwikkeling van het kind (Bronfenbrenner, 1979).
Naast de invloed van de omgeving, wordt de ontwikkeling van het kind echter ook beïnvloed door het kind zelf. Allerlei kindfactoren beïnvloeden namelijk de proximale processen die te maken hebben met de interacties van het kind met zijn directe omgeving (Bronfenbrenner & Ceci, 1994). Zo blijkt uit onderzoek dat diverse kindfactoren de opvoeding negatief kunnen beïnvloeden, zoals temperament, laag geboortegewicht,
impulsiviteit, hyperactiviteit, prikkelbaarheid, lage intelligentie, gebrekkige sociale kennis en gebrekkige vaardigheden (Van den Akker, Deković, Prinzie, & Asscher, 2010;
Bronfenbrenner & Morris, 2006; De Graaf & Meij, 2011). Niet alleen de opvoeders van het kind bevinden zich in de directe omgeving van het kind, maar ook een hulpverlener die intensief contact heeft met een kind om zorgdoelen te bereiken, kan gezien worden als een microsysteem. Wanneer de interacties tussen de hulpverlener en het kind negatief worden beïnvloed door kindfactoren kan verwacht worden dat de zorg minder goed verloopt en zorgdoelen minder snel worden behaald. Als gevolg daarvan kunnen langdurende
zorgtrajecten ontstaan. Om de duur van deze lange zorgtrajecten te kunnen verkorten, is het in eerste instantie van belang om inzicht te krijgen in de kindfactoren die geassocieerd zijn met deze zorgduur. Dat is waar het huidige onderzoek zich op richt.
Het verband tussen kindfactoren en de zorgduur kan niet alleen worden verklaard door het sociaal ecologisch model (Bronfenbrenner, 1979, 1986), maar ook door het Risk- Need-
Responsivity (RNR)-model (Andrews & Bonta, 2010). Dit model beschrijft drie beginselen
waaraan strafrechtelijke interventies moeten voldoen om effectief te zijn en om recidive te voorkomen. Als eerste geeft het risicobeginsel aan dat de intensiteit van de interventie in verhouding moet staan met het recidiverisico van een jongere. Hoe hoger het risico, des te intensiever de interventie moet zijn. Ten tweede beschrijft het behoeftebeginsel dat de
interventie gericht moet zijn op criminogene factoren, wat veranderbare risicofactoren zijn die samenhangen met recidive. Ten derde benadrukt het responsiviteitsbeginsel dat een
interventie specifiek afgestemd moet zijn op persoonsfactoren om effectief te zijn, bijvoorbeeld op het geslacht (Dowden & Andrews, 1999) of het intellectuele vermogen (Andrews & Bonta, 2010) van een jeugddelinquent. Interventies die aan het
responsiviteitsbeginsel voldoen hebben meer kans op het verminderen van recidive dan interventies die niet aan dit beginsel voldoen (Andrews et al., 1999; Lipsey & Cullen, 2007). In het laatste geval is het gevolg dat de duur van de interventie blijft toenemen, omdat doelen niet worden behaald, of recidive niet voorkomen kan worden.
Alhoewel het RNR-model (Andrews & Bonta, 2010) op dit moment wordt toegepast op interventies bij strafrechtelijke jongeren, kan dit model ook worden toegepast bij kinderen die civielrechtelijke zorg (gedwongen zorg) ontvangen. Deze twee doelgroepen vertonen namelijk grote overlap in hun achtergrondproblematiek (Jonson-Reid, 2004; Kapp, 2000). Op basis van het responsiviteitsbeginsel moeten dus, naast strafrechtelijke, ook civielrechtelijke interventies voldoende worden afgestemd op kindfactoren om effectief te zijn. Door met het huidige onderzoek zicht te krijgen op welke kindfactoren samenhangen met de zorgduur, zou
de zorg in de toekomst specifieker afgestemd kunnen worden op die kindfactoren. Door specifieker af te stemmen op de kindfactoren, wordt de zorg volgens het
responsiviteitsbeginsel effectiever met als gevolg dat de zorgduur zou kunnen worden verkort. Naast de verklaringen die Bronfenbrenner (1979; 1986) en het RNR-model (Andrews & Bonta, 2010) geven voor de samenhang tussen kindfactoren en zorgduur, is ook
wetenschappelijk onderzoek beschikbaar dat een verband legt tussen kindfactoren en
zorgduur. Uit onderzoek van Stams, Top-Van der Eem, Limburg, Van Vught en Van der Laan (2010) blijken cliëntkenmerken voor een groot deel de duur van civielrechtelijke zorg te bepalen. Toch zijn tot op heden weinig onderzoeken beschikbaar waarin de relatie tussen specifieke kindfactoren en zorgduur is onderzocht. Het verband tussen verschillende kindfactoren en zorggebruik in meer algemene zin is wel onderzocht (o.a. Ford, Hamilton, Goodman, & Meltzer, 2005; Ford, 2008; Lodewyckx, Janssens, Ysabie, & Timmerman, 2005, Verhulst & Koot,1992). De zorg die centraal stond in deze onderzoeken bestond niet alleen uit jeugdzorg (‘child welfare’), maar ook uit geestelijke gezondheidszorg (GGZ, ‘mental health service’) in ruimere zin.
Eén van de kindfactoren die in wetenschappelijk onderzoek in verband wordt gebracht met zorggebruik is het hebben van een stoornis (o.a. Connell, Bergeron, Katz, Saunders, & Tebes, 2007; Ford et al., 2005; Mashi, Hatcher, Schwalbe, & Rosato, 2008). Ford en anderen (2005) toonden aan dat kinderen met een psychiatrische stoornis meer gebruikmaken van zorg in zowel de maatschappelijke sector, als in het speciaal onderwijs en de GGZ. Daarnaast gaven Connell en anderen (2007) aan dat kinderen met een ontwikkelingsstoornis een grotere kans hebben op een terugval in de civielrechtelijke zorg. Ook is in eerder onderzoek
aangetoond dat kinderen met een lichamelijke stoornis een hogere kans hebben op zorggebruik (Maschi et al., 2008).
Zorggebruik lijkt ook samen te hangen met het soort problematiek en voornamelijk met de ernst ervan (o.a. Farmer, Stangl, Burns, Costello, & Angold, 1999; Ford, 2008; Sayal, 2004; Verhulst & Van den Ende, 1997). Volgens Verhulst en Van den Ende (1997) lijken zowel internaliserende als externaliserende problematiek van het kind tot meer zorggebruik te leiden. Ook lijkt een gedragsstoornis bij het kind tot meer zorggebruik te leiden dan wanneer het kind een emotionele stoornis heeft (Ford, 2008). Farmer en anderen (1999) en Sayal (2004) concludeerden daarnaast dat naarmate een kind meer problemen ervaart dit tot een langere zorgduur in de GGZ leidt.
Tevens lijkt het geslacht van het kind geassocieerd te zijn met zorggebruik, maar hierover is geen eenduidig bewijs (Burns et al., 2004; Farmer et al., 1999; Ford, 2008, Leslie
et al., 2005; Maschi, Schwalbe, Morgen, Gibson, & Violette, 2009; Verhulst & Koot, 1992). Uit de review van Ford (2008) en uit onderzoek van Verhulst en Koot (1992) bleken jongens meer gebruik te maken van zorg. Farmer en anderen (1999) gaven juist aan dat meisjes intensiever gebruik maken van de zorg die zij ontvingen, terwijl Burns en anderen (2004) en Leslie en anderen (2005) weer aantoonden dat er geen verschil is tussen jongens en meisjes in de mate van zorggebruik. Maschi en anderen (2009) concludeerden dat het zorggebruik bij jongens en meisjes juist afhankelijk is van het systeem waaruit de zorg wordt geregeld. De jongens bleken namelijk meer via het strafrechtelijke systeem zorg te ontvangen, terwijl meisjes met name civielrechtelijke zorg ontvangen.
Ten slotte lijken de leeftijd en de etniciteit van het kind ook in verband te staan met zorggebruik. Terwijl Stams en anderen (2010) aangeven dat jonge kinderen langer
civielrechtelijke zorg ontvangen dan oudere kinderen, geven Farmer en anderen (1999) en Hurlburt en anderen (2004) juist aan dat de oudere kinderen een grotere kans hebben op een langer zorgtraject. Uit een Amerikaanse studie bleek dat kinderen van een etnische
minderheid meer problemen hebben dan kinderen die niet tot een etnische minderheid behoren, waardoor ze langer een beroep doen op de jeugdzorg (Schimmel, 2011). In
Nederland zijn er aanwijzingen dat kinderen van Marokkaanse afkomst meer zorg gebruiken (Vandenbroucke, Braam, Pels, & Steketee, 2008). Volgens Vandenbroucke en anderen (2008) is een mogelijke verklaring hiervoor dat de behoefte aan zorg te laat erkend wordt door deze cultuur en men wantrouwend tegenover de hulpverlening staat. Hierdoor nemen
zorgbehoeften toe, met als gevolg meer zorggebruik. Tevens bleek uit onderzoek van Lodewyckx, Janssens, Ysabie en Timmerman (2005) dat kinderen met een allochtone achtergrond meer gebruik maakten van gedwongen zorg in plaats van vrijwillige zorg.
Afleidend uit de bovenstaande onderzoeken blijken dus zowel demografische
kenmerken van het kind als de soort problematiek en het totaal aantal problemen dat het kind ervaart een rol te spelen bij het zorggebruik. Het zorggebruik heeft in de besproken
onderzoeken met name betrekking op het aantal zorgtrajecten en niet specifiek op de duur van deze trajecten. Aangezien wetenschappelijk onderzoek nog schaars is naar de invloed van kindfactoren op zorgduur, wordt dit in de huidige studie juist onderzocht. Daarnaast is weinig onderzoek voorhanden naar de zorg in het civielrechtelijke kader (Knott-Dickscheit &
Blommert, 2009). Daarom worden in het huidig onderzoek bij een Nederlandse steekproef kindfactoren onderzocht die mogelijk de zorgduur beïnvloeden van een civielrechtelijke interventie, namelijk de ondertoezichtstelling (OTS).
veiligheid is gewaarborgd als een kind een opvoeder heeft die structureel aanwezig is, die een kind voorziet in basale behoeften, beschermt tegen gevaar en continuïteit en voorspelbaarheid biedt (Ten Berge & Zwikker, 2007). Volgens Bowbly (1982) kan een kind zodoende een veilige gehechtsheidsrelatie opbouwen met zijn opvoeder(s), wat essentieel is voor een positieve ontwikkeling van het kind. Als een veilige opvoedingssituatie echter ontbreekt, ontwikkelt een kind een onveilige gehechtheidsrelatie met zijn opvoeder(s) (Ainsworth et al., 1978), wat negatieve consequenties heeft voor de ontwikkeling van het kind. Onveilige gehechtheid bij kinderen voorspelt externaliserende problemen, problemen in de geestelijke gezondheid en identiteitsproblematiek (Fearon, Bakermans-Kranenburg, Lapsley, & Roisman, 2010; Van Ijzendoorn, Schuengel, & Bakermans-Kranenburg, 1999; Van Ijzendoorn, 2008).
Wanneer ouders de veiligheid voor het kind niet kunnen waarborgen, kan in Nederland een OTS worden opgelegd. Het kind kan een OTS opgelegd krijgen door de kinderrechter voor maximaal één jaar en dit gebeurt op advies van de Raad voor de Kinderbescherming. Voor een OTS moet er sprake zijn van een ontwikkelingsbedreiging die aan twee juridische gronden voldoet. De eerste grond is dat de minderjarige (tot achttien jaar) zodanig opgroeit dat zijn gezondheid, zijn geestelijke belangen of zijn zedelijke belangen ernstig worden bedreigd. De tweede grond is dat andere middelen ter afwending van deze bedreiging hebben gefaald of, naar is te voorzien, zullen falen (art. 1:254, BW). De uitvoering van de OTS ligt bij Bureau Jeugdzorg (BjZ). Een gezinsvoogd van BjZ is tijdens een OTS bevoegd om in het gezin in te grijpen en passende zorg te bieden, waarbij aan de veiligheid van het kind wordt gewerkt (De Boer, 2008). Beëindiging van de OTS vindt plaats indien één van de twee juridische gronden niet meer aanwezig is of op het moment dat het kind de leeftijd van achttien jaar bereikt. Bij een beëindiging van de OTS bekijkt de kinderrechter welke waarneembare feiten en omstandigheden aanwezig waren bij het opleggen van de OTS. De OTS wordt beëindigd wanneer deze feiten geen bedreiging voor de ontwikkeling van het kind meer vormen. Indien deze waarneembare feiten en omstandigheden nog steeds aanwezig zijn, kan een OTS steeds voor maximaal één jaar worden verlengd (De Boer, 2008).
Aangezien veiligheid een belangrijke basisvoorwaarde is voor een kind om zich goed te kunnen ontwikkelen (Bowlby, 1982; Ten Berge & Bakker, 2005), is het dus van belang dat de veiligheid zo snel mogelijk gewaarborgd wordt in een zo kort mogelijk OTS-traject. Tevens is het maatschappelijk gezien van belang dat een OTS zo kort mogelijk duurt. De kosten van een OTS zijn namelijk relatief hoog (Ministerie van Veiligheid en Justitie, 2013). Ook al neemt het aantal OTS-en gestaag af sinds 2009 (Centraal Bureau voor de Statistiek, 2013), veel OTS-en duren nog (te) lang (Berends et al., 2010; Teeven, 2010) en dat is
kostbaar. Voornamelijk de regio Amsterdam en de provincies Utrecht en Zeeland blijken sinds 2006 een stijging te laten zien van de OTS-duur (Teeven, 2010). Zo was in 2006 de OTS-duur in de regio Amsterdam nog gemiddeld 557 dagen (± 1,5 jaar), maar in 2010 was de gemiddelde OTS-duur bijna verdubbeld naar 1003 dagen (± 2,8 jaar). Door met het huidige onderzoek zicht te krijgen op kindfactoren die samenhangen met OTS-duur, kan de OTS in de toekomst specifieker worden afgestemd op die kindfactoren. Kinderen met de extra
zorgbehoeften kunnen dan beter worden geholpen, wat inhoudt dat zorgdoelen in een OTS-traject eerder worden behaald en daarmee de OTS-trajectduur wordt verkort.
Kortgezegd is het doel van het huidige onderzoek om inzicht te krijgen in kindfactoren die samenhangen met de OTS-duur. Dit onderzoek is van wetenschappelijk belang, omdat op dit moment nog weinig onderzoek is gedaan naar het verband tussen kindfactoren en
zorgduur. De wetenschap richt zich doorgaans meer op zorggebruik in plaats van de duur van zorgtrajecten. Ook maatschappelijk gezien kan dit onderzoek relevante kennis opleveren. Door zicht te krijgen op welke kindfactoren leiden tot langere OTS-trajecten, zou een OTS in de toekomst specifieker afgestemd kunnen worden op die kindfactoren. Specifieker aansluiten bij die zorgbehoeften van het kind kan leiden tot een verkorting van de OTS-duur. Korte zorgtrajecten zijn goedkoper dan de lange OTS-trajecten en tevens zijn kortere OTS-trajecten bevorderlijk voor de ontwikkeling van het kind. Om aan het onderzoeksdoel te voldoen worden logistische regressieanalyses uitgevoerd met als afhankelijke variabele OTS-duur (reguliere, middellange en lange OTS-duur) en als onafhankelijke variabelen verschillende kindfactoren. De benodigde gegevens zijn verkregen uit dossiers van kinderen die onder toezicht zijn gesteld bij Bureau Jeugdzorg Agglomeratie Amsterdam (BJAA).
Methode
Participanten
De participanten van het huidige onderzoek waren kinderen met een OTS bij BJAA in de jaren 2012 en 2013. Op basis van OTS-duur is de totale steekproef (N = 3145) verdeeld over drie groepen. De eerste groep (n = 462) bestond uit kinderen die 1 tot 13 maanden onder toezicht waren gesteld. De groep omvat daarmee de reguliere OTS-duur van maximaal 12 maanden. De tweede groep (n = 559) bevatte kinderen met een middellange OTS-duur die liep van 13 tot 37 maanden. De derde groep (n = 931) bevatte kinderen met OTS-duur van ten minste 37 maanden. Uit deze drie steekproeven zijn drie aselecte substeekproeven getrokken. Uit verschillende toetsen bleek dat er geen verschil was in OTS-duur tussen de substeekproef (n = 75) en de steekproef van kinderen met een reguliere OTS (Z = 0.251, p > .1, tweezijdig;
U = 16.932, p > .1, tweezijdig). Ook bleek er geen verschil in OTS-duur tussen de
substeekproef (n = 90) en steekproef van kinderen met een middellange OTS (Z = 0.785, p > .1, tweezijdig; t (647) = -1.502, p > .1, tweezijdig). Tot slot bleek de substeekproef van kinderen met lange OTS-trajecten (n = 148) ook een goede representatie te zijn van de steekproef (Z = 0.445, p > .1, tweezijdig; U = 70.394, p > .1, tweezijdig).
Van de kinderen uit de drie substeekproeven zijn de dossiers opgevraagd bij BJAA. De substeekproeven zijn getoetst op hun overeenstemming in achtergrondkenmerken. Overeenkomstige waardes tussen de kinderen in de substeekproeven zijn gevonden voor geslacht (χ2 (2) = 0.68, p > .1), geboorteland (χ2 (2)= 0.65, p > .1), autochtone etniciteit (χ2 (2) = 3.04, p > .1), niet-westerse allochtone etniciteit (χ2 (2) = 0.57, p > .1) en overige etniciteit (χ2 (2) = 1.94, p > .1). De substeekproeven verschilden significant van elkaar op basis van de gemiddelde leeftijd van het kind (F (2) = 17.33, p < .001). Zie ook Bijlage 2 voor de
prevalenties van alle achtergrondkenmerken. Instrumenten
Het scoringsinstrument is gebaseerd op het Zorgpunten Analyse Protocol (ZAP) (Lunenburg, Bijl, & Slot, 2006; Stams et al., 2010) dat is ontwikkeld in eerder onderzoek. De items van het ZAP zijn uitgebreid en aangepast door de Universiteit van Amsterdam. Ter aanvulling van de items is gebruik gemaakt van het Landelijk Instrumentarium Jeugdstrafrechtketen (LIJ) (Spanjaard et al., 2012), het Forensisch Profiel Justitiële Jeugdigen (FPJ) (Brand & Heerde, 2004) en het Licht Instrument Risicotaxatie Kindveiligheid (LIRIK) (Ten Berge &
Eijgenraam, 2009).
Voor het huidige onderzoek zijn items uit het scoringsinstrument geselecteerd die betrekking hebben op kindfactoren. Een overzicht van deze items is te vinden in Bijlage 1. De items bestaan uit demografische gegevens van het kind en de soort problematiek die het kind heeft. Het merendeel van de demografische gegevens wordt gemeten met discrete items met antwoordcategorieën op ordinaal meetniveau. De problematiek van het kind is in twee verschillende leeftijdsfases opgedeeld: kinderleeftijd en adolescentieleeftijd (vanaf de middelbare school), die beiden uit fase-specifieke items bestaan. Een voorbeeld hiervan bij adolescentieleeftijd is crimineel gedrag en bij kinderleeftijd problemen met de motorische ontwikkeling. Ook zijn er voor beide leeftijdsfases niet fasespecifieke items, zoals weinig schoolmotivatie. Hiernaast zijn in het huidige onderzoek items meegenomen, die in het scoringsinstrument vallen onder psychische problematiek van het kind. Voorbeelden hiervan zijn antisociaal gedrag en autisme problematiek. Alle items bestaan uit een 3-punts
antwoordschaal (nee, problematiek wordt niet vermeld; enigszins/vermoedelijke signalen in de rapportage; ja, de problematiek wordt vermeld) en een categorie voor onbekend (indien letterlijk wordt vermeld dat er geen informatie over de problematiek beschikbaar is). Procedure
In de periode van 1 februari 2013 tot en met 1 oktober 2013 zijn de dossiers opgevraagd en gecodeerd. De dossiers van de kinderen waren zowel fysiek aanwezig als in het digitale dossiersysteem van BJAA. Aan de hand van het scoringsinstrument zijn gegevens schriftelijk gecodeerd door vier studentes van de Universiteit van Amsterdam. Er is een scoringsprotocol ontwikkeld, waarin codeerafspraken en richtlijnen zijn vastgelegd om de items in
overeenstemming met elkaar te coderen. In het scoringsprotocol is onder andere vastgesteld wanneer voor welke antwoordcategorie gekozen moest worden. Gedurende het onderzoek vond regelmatig overleg plaats tussen de studentes over lastig te scoren dossiers.
Op basis van tien aselect getrokken dossiers is een interbeoordelaarsbetrouwbaarheid (IBB) gemeten door de procentuele overeenkomst per item te berekenen. De IBB liep van 60% tot 100%. Een voorbeeld van een item met een lage IBB was etniciteit (60%) en een voorbeeld van een item met een hoge IBB was schooltype (90%). In Bijlage 1 is een volledige overzicht van de IBB per item. De gecodeerde gegevens werden ingevoerd en geanalyseerd in het statistische programma ‘Statistical Package for the Social Sciences (SPSS) 21’.
Analyse
Als eerste is voor de samenhang tussen discrete variabelen en OTS-duur Cramer’s V berekend. De waardes van Cramer’s V zijn geïnterpreteerd als een kleine (V < .30),
middelmatige (≥ .30 V < .50) of sterke (V > .50) samenhang (Gravetter & Wallnau, 2009). De samenhang tussen continue variabelen en OTS-duur is berekend met Spearmans
rangcorrelatie. De significante correlatiecoëfficiënten zijn in de verslaglegging gekwalificeerd als een klein verband (rs < .30), middelmatig verband (≥ .30 rs < .60) of een sterk verband (rs ≥
.60) (Gravetter & Wallnau, 2009).
Vervolgens zijn Multinomiale Logistische Regressie (MLR) analyses uitgevoerd. Een binomiale logistische regressieanalyse is in dit onderzoek niet mogelijk, omdat de huidige dataset zich beter leent voor een afhankelijke variabele met drie categorieën en daarom is gekozen voor MLR. Alle kindfactoren zijn eerst als univariate onafhankelijke variabelen getoetst en OTS-duur als categorische afhankelijke variabele. De univariate analyses gaven zicht op welke kindfactoren afzonderlijk een verklarende waarde hebben voor OTS-duur en in hoeverre de kans toe- of afneemt op de OTS-duur bij aanwezigheid van één kindfactor. De
MLR analyse is uitgedrukt in een odds-ratio (OR) waarbij de reguliere OTS-duur de referentiecategorie is van de middellange en de lange OTS-duur. Een significante OR > 1 betekent een grotere kans op middellange of lange OTS-duur bij aanwezigheid van een
kindfactor. Een significante OR < 1 houdt een grotere kans op reguliere OTS-duur in wanneer een kindfactor aanwezig is en betekent dus een afname in kans op een middellange of lange OTS-duur.
Daarnaast zijn multivariate MLR analyses uitgevoerd. De resultaten van de univariate analyses gaven zicht op welke kindfactoren getoetst konden worden in multivariate analyses. Van de kindfactoren die niet tot significant resultaten leiden in de univariate MLR analyses werden ook geen significante effecten op OTS-duur verwacht in de multivariate MLR
analyses. Door deze kindfactoren niet mee te nemen in de multivariate analyses is voorkomen dat te veel onafhankelijke variabelen in multivariaat modellen werden getoetst, wat kon leiden tot een te lage power van de analyses. Dus de kindfactoren die significant bleken bij de
univariate regressieanalyse van de middellange versus de reguliere OTS-duur zijn in één multivariaat model getoetst. De significante kindfactoren vanuit de univariate
regressieanalyse van de lange versus de reguliere OTS-duur zijn ook in één multivariaat model onderzocht. Met de multivariate MLR analyse is onderzocht welke significante kindfactoren een uniek verklaarde waarde hebben voor de OTS-duur als gecontroleerd wordt voor de andere significante kindfactoren. Vooraf aan de multivariate analyses is bekeken of (multi)collineariteit een probleem vormt voor de deze analyses, door de onderlinge
samenhang tussen de kindfactoren te berekenen.
In alle analyses is tweezijdig getoetst met een significantieniveau van .05. Resultaten
Voorafgaand aan de analyses vond hercodering plaats van enkele variabelen met
antwoordcategorieën die een zeer lage prevalentie hadden in (één van) de onderzoeksgroepen. In Bijlage 2 bevinden zich de gehercodeerde kindfactoren en hun prevalenties (voor continue variabelen M en SD). Zo zijn antwoordcategorieën van de variabelen schooltype en
geboorteland samengevoegd. De antwoordcategorieën van etniciteit zijn aangepast; aan de hand van het geboorteland van het kind en de ouders is bepaald of het kind 1) een autochtoon was (zowel beide ouders als het kind zelf zijn in Nederland geboren), 2) een niet-westerse allochtoon was (indien het kind en/of één van de ouders in Turkije, Marokko, Nederlandse Antillen of Suriname is geboren) of 3) een andere etniciteit had. Van de variabelen schooltype en etniciteit zijn vervolgens dummy-variabelen gemaakt.
Daarnaast zijn de drie antwoordcategorieën van alle items die betrekking hadden op de problematiek van het kind teruggebracht naar twee categorieën (kindfactor is wel (1) / niet (0) aanwezig). Hierbij is de categorie “vermoedens van aanwezigheid van een kindfactor”
gecodeerd onder de eerste categorie (1), omdat deze vermoedens slechts weinig zijn gescoord, maar wel sterk wijzen op de aanwezigheid van een kindfactor. Ook bleken veel kindfactoren die betrekking hadden op de problematiek van het kind een lage prevalentie te hebben in de onderzoeksgroepen wanneer de twee verschillende leeftijdsfases (kinder- en
adolescentieleeftijd) gescheiden werden gehouden. Daarom is besloten om bij de
problematiek van het kind geen onderscheid te maken in kinderen en adolescenten. Tot slot is een continue variabele gemaakt die het totaal aantal problemen van het kind weergeeft. Samenhang tussen Kindfactoren en OTS-duur
In de eerste stap van de analyses is de samenhang bepaald tussen kindfactoren en OTS-duur. Zie Tabel 1 voor de significante associaties en Bijlage 2 voor alle associaties. Uit Tabel 1 blijkt dat alleen de leeftijd van het kind een middelmatige samenhang had met OTS-duur (≥ .30 V < .50); de overig significante kindfactoren vertoonden een kleine samenhang met OTS-duur (V < .30 of rs < .30).
Tabel 1
Kindfactoren die Significant Samenhingen met OTS-duur en hun Prevalenties Reguliere OTS (≤ 12 mdn) (n = 75) Middellange OTS (≥ 13 - ≤ 36 mdn) (n = 90) Lange OTS (≥ 37 mdn) (n = 148) 2 (2) Va Kindfactoren n (%) n (%) n (%) Schooltype
Nog niet leerplichtig 8 (10.70) 21 (23.30) 45 (30.40) 7.69* .16*
Gaat niet naar school 6 (8.00) 1 (1.10) 2 (1.40) 11.34** .20**
Problemen met autonomie 6 (8.00) 18 (20.00) 10 (6.80) 10.55** .19**
Onttrekken aan toezicht 15 (20.00) 13 (14.40) 10 (6.80) 9.57** .18**
Agressief gedrag 15 (20.00) 29 (32.20) 26 (17.60) 6.44* .15*
Middelenmisbruik 6 (8.00) 13 (14.40) 5 (3.40) 9.47** .18**
Autisme problematiek 5 (6.70) 4 (4.40) 1 (0.70) 6.49* .15*
Leeftijd van het kind 11.33 (5.13)b 9.74 (5.73)b 7.28 (4.60)b 17.33***c -.33***d
Totaal aantal problemen 3.83 (3.14)b 4.12 (3.35)b 3.13 (3.02)b 2.98c -.12*d Noot. OTS = ondertoezichtstelling; mdn = maanden.
a: V = Cramer’s V, waarbij V < .30 een kleine, ≥ .30 V < .50 middelmatige en V > .50 sterke samenhang is; b:
Gemiddelde (SD); c F-Ratio; d: Spearman correlatie, waarbij r
s < .30 een kleine, ≥ .30 rs < .60 middelmatige en rs
>.60 sterke samenhang is.
Univariate Multinomiale Logistische Regressieanalyses
In de tweede stap zijn univariate MLR analyses uitgevoerd met OTS-duur als categorische afhankelijke variabele en alle kindfactoren als onafhankelijke variabelen. In de analyses was de reguliere OTS-duur de referentiegroep en daarnaast stond 0 voor de aanwezigheid van een kindfactor en 1 voor de afwezigheid van een kindfactor. De kindfactoren met een significant aandeel in de verklaring van de OTS-duur zijn te vinden in Tabel 2. In Bijlage 3 zijn alle resultaten van de univariate analyses weergegeven. Uit de resultaten bleek dat de variabelen leeftijd, niet naar school gaan en problemen met de autonomie een significante bijdrage leverden in de verklaring voor een middellange OTS-duur. De relatieve kans op een middellange OTS-duur nam af wanneer de leeftijd van het kind toenam (OR = 0.93) en wanneer een kind niet naar school ging (OR = 0.11). Uit de prevalenties bleek dat 8 % van de kinderen met een reguliere OTS-duur niet naar school ging, ten op zichte van 1,1 % van de kinderen met een middellange OTS-duur. Als een kind problemen had met de autonomie dan werd de kans juist bijna 3 keer zo groot (OR = 2.74) om een middellange OTS-duur te
krijgen. Bij een reguliere OTS-duur had 8 % van de kinderen problemen met de autonomie en bij een middellange OTS-duur had 20 % van de kinderen problemen met de autonomie.
De kindfactoren met een significant aandeel in de verklaring van een lange OTS (versus reguliere OTS) waren leeftijd, nog niet leerplichtig zijn, niet naar school gaan, onttrekken aan toezicht en autisme problematiek. De resultaten toonden aan dat de relatieve kans op een lange OTS-duur afnam naarmate een kind ouder werd (OR = 0.86). Ook als een kind niet naar school ging nam de kans juist af op een lange OTS-duur (OR = 0.13). Zo ging 8 % van de kinderen met een reguliere OTS-duur niet naar school en 1,4 % van de kinderen met een lange OTS-duur. De kans op een lange OTS-duur nam ook juist af als het kind zich onttrok aan toezicht (OR = 0.27). Maar liefst 20% van de kinderen in de reguliere OTS-groep onttrok zich aan toezicht. Voor de lange OTS-groep was het 6,8 % van de kinderen die zich onttrok aan toezicht. Wanneer sprake was van autisme problematiek had het kind ook minder kans op een lange OTS-duur (OR = 0.09). Autisme problematiek kwam bij 5% van de
kinderen voor die een reguliere OTS-duur hadden en bij 0,7 % van de kinderen met een lange OTS-duur. Tot slot werd de relatieve kans op een lange OTS-duur alleen groter wanneer een kind nog niet leerplichtig was (OR = 3.07). Maar liefst 30,4 % van de kinderen met een lange OTS-duur waren nog niet leerplichtig en 10,7 % van de kinderen met een reguliere OTS-duur.
Tabel 2
Significante Resultaten van de Univariate Multinomiale Logistische Regressie Analyse: Middellange OTS-duur (≥ 13 - ≤ 36 maanden) en Lange OTS-duur (≥ 37 maanden), versus Reguliere OTS-duur (≤ 12 maanden)
Middellange OTS-duur (≥ 13 - ≤ 36 maanden) Lange OTS-duur (≥ 37 maanden)
95% BI 95% BI Kindfactoren B SE Wald Z Odds-ratioa OG BG B SE Wald Z Odds-ratioa OG BG Leeftijd -0.07 0.03 4.07* 0.93 0.88 0.98 -0.16 0.03 26.39** 0.86 0.81 0.91 Schooltype: gaat niet -2.19 1.09 3.99 * 0.11 0.01 0.96 -2.03 0.83 5.95* 0.13 0.03 0.67 Schooltype: nog niet leerplichtig 0.81 0.45 3.18 2.25 0.92 5.48 1.12 0.42 7.15** 3.07 1.35 6.98 Problemen autonomie 1.01 0.50 4.00 * 2.74 1.02 7.33 -0.23 0.54 0.18 0.80 0.28 2.29 Onttrekken aan toezicht -0.46 0.42 1.22 0.63 0.28 1.43 -1.30 0.44 8.78 ** 0.27 0.12 0.64 Autisme problematiek -0.48 0.69 0.48 0.62 0.16 2.40 -2.37 1.11 4.59 * 0.09 0.01 0.82 Noot. Referentiegroep = reguliere OTS-duur; SE = Standaard Error; B.I. = Betrouwbaarheidsinterval; OG =
ondergrens van de B.I.; BG = bovengrens van de B.I.
a: Odds-ratio (OR) > 1 is een grotere kans op middellange of lange OTS-duur; OR < 1 is een kleinere kans op
middellange of lange OTS-duur.
* p < .05; ** p < .01; *** p < .001
Multivariate Multinomiale Logistische Regressieanalyses
Voordat multivariate modellen zijn getoetst is eerst onderzocht of (multi)collineariteit een probleem zou zijn in de multivariate analyses. Hiervoor is de samenhang onderzocht tussen onderlinge kindfactoren die significant bleken in de hierboven beschreven univariate analyses. Alleen tussen de variabelen leeftijd en het wel/niet leerplichtig zijn bleek sprake te zijn van collineariteit (rs = -.75, p < .001) (zie Bijlage 2). Een verklaring hiervoor is dat het wel of niet
leerplichtig zijn van kinderen direct bepaald wordt door de kinderleeftijd. Aangezien de continue variabele leeftijd meer informatief is dan de categorische leerplichtvariabele, is besloten om de laatste variabele niet op te nemen als onafhankelijke variabele in de multivariate analyses.
Vervolgens zijn de multivariate MLR analyses uitgevoerd. Het eerste multivariate model dat is weergegeven in Tabel 3 is de middellange duur versus de reguliere OTS-duur. Het model bestond uit drie onafhankelijke variabelen (leeftijd, gaat niet naar school en problemen met de autonomie). Zoals overeenkomt met de univariate MLR analyse was het model statistisch significant, χ2 (6) = 38.09, p < .001, wat inhield dat het model in staat was
om een onderscheid te maken in reguliere OTS-trajecten en trajecten met een middellange OTS-duur. Uit de resultaten bleek dat alleen problemen met de autonomie een unieke significante bijdrage had in de verklaring voor de OTS-duur. De relatieve kans om als kind een middellange OTS-duur te krijgen in plaats van een reguliere OTS-duur werd meer dan drie keer zo groot wanneer er bij het kind sprake was van problemen met de autonomie (OR = 3.22).
In Tabel 4 zijn de resultaten van de multivariate analyse weergegeven waarbij de lange OTS-duur werd vergeleken met de reguliere OTS-duur. Dit model, bestaande uit vier
onafhankelijke variabelen (leeftijd, gaat niet naar school, onttrekken aan toezicht en autisme problematiek), was statistisch significant, χ2 (8) = 34.51, p < .001. Met andere woorden, het
model was in staat om een onderscheid te maken in een reguliere of een lange OTS-duur, meer dan een model zonder de vier onafhankelijke variabelen. Alleen leeftijd bleek significant bij te dragen aan een verklaring om als kind een reguliere OTS-duur of een lange OTS-duur te krijgen. Namelijk, als de leeftijd van het kind toenam, nam de relatieve kans af op een lange OTS-duur (OR = 0.93).
Tabel 3
Multivariate Multinomiale Logistische Regressie Analyse: Middellange OTS-duur (≥ 13 - ≤ 36 maanden) versus Reguliere OTS-duur (≤ 12 maanden)
Kindfactoren B SE Wald Z
Odds-ratioa 95% B.I. OG 95% B.I. BG Intercept -0.58 1.42 0.17 - - - Leeftijd -0.07 0.04 2.87 0.93 0.87 1.01
Schooltype: gaat niet -1.50 1.13 1.76 0.22 0.02 2.05
Problemen met autonomie 1.17 0.56 4.37* 3.22 1.08 9.64
Noot. Referentiegroep = reguliere OTS-duur; SE = Standaard Error; B.I. = Betrouwbaarheidsinterval; OG =
ondergrens van de B.I.; BG = bovengrens van de B.I.
a: Odds-ratio (OR) > 1 is een grotere kans op middellange OTS-duur; OR < 1 is een kleinere kans op middellange
OTS-duur.
Tabel 4
Multivariate Multinomiale Logistische Regressie Analyse: Lange OTS-duur (≥ 37 maanden) versus Reguliere OTS-duur (≤ 12 maanden)
Kindfactoren B SE Wald Z
Odds-ratioa 95% B.I. OG 95% B.I. BG Intercept -0.06 1.58 0.00 - - - Leeftijd -0.14 0.04 13.62*** 0.86 0.80 0.92
Schooltype: gaat niet -0.88 0.99 0.80 0.41 0.06 2.87
Onttrekken aan toezicht -0.02 0.60 0.00 0.98 0.31 3.34
Autisme problematiek -1.35 1.16 1.35 0.26 0.03 2.53
Noot. Referentiegroep = reguliere OTS-duur; SE = Standaard Error; B.I. = Betrouwbaarheidsinterval; OG =
ondergrens van de B.I.; BG = bovengrens van de B.I.
a: Odds-ratio (OR) > 1 is een grotere kans op lange OTS-duur; OR < 1 is een kleinere kans op lange OTS-duur. * p < .05; ** p < .01; *** p < .001
Discussie
Het doel van dit onderzoek was om inzicht te krijgen in het verband tussen kindfactoren en de duur van een ondertoezichtstelling. Uit univariate logistische regressieanalyses bleken de jongere kinderen en de kinderen met autonomieproblemen meer kans te hebben op
middellange OTS-trajecten (≥ 13 - ≤ 36 maanden). De kinderen die geen onderwijs volgden bleken juist een minder grote kans te hebben op middellange OTS-trajecten. Daarnaast bleken uit de univariate logistische regressieanalyses dat de jongere kinderen en de kinderen die nog niet leerplichtig waren meer kans te hebben op lange OTS-trajecten (≥ 37 maanden). De kans op een lange OTS-traject bleek juist af te nemen bij de kinderen die geen onderwijs volgden, die zich onttrokken aan toezicht, bij de kinderen met autisme problematiek en als kinderen nog niet leerplichtig waren. Uit de resultaten van de multivariate logistische regressieanalyses bleken alleen de kinderen met autonomieproblemen meer kans te hebben op middellange OTS-trajecten en jongere kinderen bleken meer kans te hebben op lange OTS-trajecten.
De bevinding dat jongere kinderen minder kans bleken te hebben op een korte,
reguliere OTS-duur ( ≤ 12 maanden) dan een oudere kinderen ondersteunt de bevindingen van Stams en anderen (2010). Zij vonden bij toename van de kinderleeftijd dat de OTS-duur af nam. Dit is een opvallend resultaat, omdat de leeftijd niet van invloed zou moeten zijn op de OTS-duur. De OTS hoort tenslotte wettelijk gezien maar één jaar te duren. Kennelijk is het waarborgen van de veiligheid, waardoor de OTS kan worden afgesloten, bij een jonger kind een lastiger taak dan wanneer het kind ouder is. Een mogelijke verklaring hiervoor kan zijn dat een kind met een hogere leeftijd door de gezinsvoogd eerder wordt betrokken bij het bespreken van de zorgbehoeften waaraan gewerkt moet wordentijdens de OTS (Bartelink & Ten Berge, 2013). Vanaf twaalf jaar hebben kinderen immers een informatieplicht en
toestemmingsvereiste. Dit houdt in dat het kind op de hoogte moet worden gesteld en in principe akkoord moet zijn met de zorg die voor hem of haar wordt ingezet (Witmer & De Roode, 2004). Als de gezinsvoogd een kind eerder betrekt bij het bespreken van de
zorgdoelen, zal de gezinsvoogd beter en tijdiger kunnen aansluiten bij de zorgbehoeften van het kind. Hiermee voldoet de gezinsvoogd beter aan het responsiviteitsbeginsel (Andrew & Bonta, 2010), wat zou kunnen leiden tot het sneller waarborgen van de veiligheid. Daarmee kan de OTS sneller worden afgesloten en is de OTS-duur korter.
Naast de leeftijd van het kind bleken weinig andere demografische gegevens significant resultaten op te leveren. Zo bleken kinderen met een autochtone etnische achtergrond niet significant te verschillen van de kinderen met een allochtone etnische achtergrond in de gemiddelde OTS-duur, ondanks het feit dat 62% van de kinderen in de huidige steekproef van allochtoon etnische afkomst was. Dit resultaat staat in contrast met eerdere onderzoeken (zie bijvoorbeeld Lodewyckx et al., 2005; Schimmel, 2011). Hieruit bleek namelijk dat allochtone kinderen minder motivatie hebben (vanwege culturele redenen) om mee te werken met hulpverlening waardoor zij langer (Schimmel, 2011) of meer zorg (Vandenbroucke et al., 2008) nodig hebben. Uit de resultaten van het huidige onderzoek bleek wel dat allochtone kinderen sterk oververtegenwoordigd zijn in de gedwongen hulpverlening, wat aansluit bij de bevindingen van Lodewyckx en anderen (2005). Ook de variabele geslacht bleek de OTS-duur niet te verklaren. Dit resultaat sluit aan bij onderzoeken waarin geslacht ook geen verklarende variabele bleek te zijn voor zorggebruik (Burns et al., 2004; Leslie et al., 2005).
Ook autonomieproblemen bleek, naast leeftijd, een belangrijk verband met OTS-duur te hebben. De kans op een middellang OTS-traject bleek drie keer groter te zijn wanneer een kind geen gezond zelfsturend vermogen had (i.e. autonomie). Dit houdt in dat het kind zich te afhankelijk opstelt van zijn opvoeder(s) voor het maken van beslissingen, moeite heeft met initiatief nemen tot acties en weinig zelfstandig nieuwe dingen exploreert (Bekker & Van Assen, 2006). Voor zover bekend is niet in eerder onderzoek een verband aangetoond tussen problemen met de autonomie en zorggebruik of zorgduur. Volgens eerdere onderzoeken is er wel een verband tussen het zelfsturend vermogen en hechting (Bekker & Van Assen, 2006; Bowlby, 1982; Hmel & Pincus, 2002). De gehechtheidstheorie van Bowlby (1982) stelt dat onveilige gehechtheid leidt tot problemen met de autonomie. Dit kan mogelijk verklaren waarom in het huidige onderzoek wel een verband werd gevonden tussen OTS-duur en autonomie-problemen. Juist bij onder toezicht gestelde kinderen ontbreekt namelijk een veilige opvoedingssituatie wat kan leiden tot een onveilige gehechtheid met de opvoeders
(Ainsworth et al., 1978) en daarmee hebben deze kinderen minder kans op het ontwikkelen van een gezond zelfsturend vermogen. Dit kan er toe leiden dat de gezinsvoogd meer tijd nodig heeft om een gezonde gehechtheidsrelatie op te bouwen met deze kinderen (Juffer, 2010), alvorens aan zorgdoelen gewerkt kan worden. Hierdoor neemt de kans op een langere OTS-duur toe.
Hoewel een lagere leeftijd van het kind en autonomieproblemen de kans op een langer dan regulier OTS-traject bleken te vergroten, is in het huidige onderzoek weinig (sterke) samenhang gevonden tussen andere kindfactoren en de OTS-duur. Hiermee lijkt het onderzoek de theorie niet te ondersteunen dat kindfactoren de proximale processen tussen gezinsvoogd en het kind sterk negatief kunnen beïnvloeden (Bronfenbrenner, 1979, 1986; Bronfenbrenner & Ceci, 1994), waardoor zorgtrajecten als een OTS langer kunnen duren. Een mogelijke verklaring hiervoor is dat naast kindfactoren andere factoren een belangrijk invloed hebben op de OTS-duur, die niet zijn meegenomen in het huidige onderzoek. Dit kunnen zowel gezins-, ouder- en hulpverleningsfactoren zijn (o.a. Azar & Read, 2009; Bartelink & Ten Berge, 2013; De Swart, 2011; Stams et al., 2010). Zo blijkt uit het onderzoek van Azar en Read (2009) dat een gezinsvoogd aansluiting moet vinden bij het intellectuele vermogen van ouders om doelen te kunnen behalen, anders duurt het langer voordat doelen worden behaald. Ook blijkenhet ervaren van sociale steun door gezinsleden (Bartelink & Ten Berge, 2013) en de caseload van een gezinsvoogd (De Swart, 2011) een invloed te hebben op de effectiviteit van een kinderbeschermingsmaatregel. Geen sociale steun ervaren en een te hoge caseload hebben een negatieve invloed op de effectiviteit van een kinderbeschermingsmaatregel. Daarmee zal ook de OTS-duur toenemen.
Andere mogelijke verklaringen voor zowel het ontbreken van significante resultaten in het huidige onderzoek als de opvallende resultaten in de regressie analyses kunnen liggen in methodologische tekortkomingen. Er was onder andere sprake van een lage statistische power van de uitgevoerde regressieanalyses, omdat veel variabelen niet minimaal tien keer per OTS-groep zijn gescoord (zie Bijlage 2), terwijl dat juist belangrijk is (Brace, Kemp, & Snelgar, 2012; Schwab, 2002). Hierdoor ontstaan minder valide regressiemodellen en dit leidt tot vertekening van de werkelijkheid (Peduzzi, Concato, Kemper, Holford, & Feinstein, 1996). Bovendien is de voorkeur dat bij multivariate regressieanalyses een variabele minimaal 20 keer gescoord is in elke onderzoeksgroep voor betrouwbare resultaten (Goodwin, 1984; Peduzzi et al., 1996; Schwab, 2002). Met uitzondering van de kindfactor leeftijd, voldoet geen kindfactor in de multivariate regressieanalyses hieraan. Ondanks dat categorieën van sommige variabelen zijn samengevoegd om lage prevalenties in de onderzoeksgroepen te voorkomen,
is dat niet altijd gelukt. Ook is informatieverlies een nadeel van het hercoderen van de variabelen, wat de analyses negatief beïnvloedt (Bijleveld, 2009). De resultaten van de regressieanalyses, met name van de multivariate analyses, moeten dus met voorzichtigheid worden geïnterpreteerd.
Naast de methodologische tekortkomingen in het onderzoek is ook sprake van tekortkomingen in de scoringsprocedure. Zo is niet altijd betrouwbaar gemeten en dit is een belangrijk voorwaarde voor een goede constructvaliditeit (Bijleveld, 2009). Uit de
interbeoordelaarsbetrouwbaarheid (IBB) bleek namelijk dat niet altijd sprake was van een perfecte overeenstemming tussen de studentes. Bij sommige variabelen bleek de IBB zelfs laag (70%) tot zeer laag (60%) te zijn. De lage IBB in combinatie met de lage prevalenties van enkele variabelen kan tot nog meer vertekening leiden van de werkelijkheid. Een
mogelijke verklaring voor het niet altijd betrouwbaar meten, is de diversiteit aan inhoudelijke informatie in de raadsrapportages. De rapportages beschreven niet consequent en volledig de kindfactoren en er werden vooral concrete gedragingen van het kind beschreven. Ondanks gemaakte afspraken over het codeerproces bleef de kans bestaan dat de codering werd beïnvloed door de interpretatie van de informatie door de student. Daarnaast zijn zowel het scoringsinstrument als het scoringsprotocol aangevuld en gewijzigd in de loop van het onderzoek, omdat items soms onduidelijk waren of ontbraken. Hierdoor is het mogelijk dat aan het begin van het onderzoek items op een iets andere wijze werd gecodeerd dan in een later stadium.
De bovenstaande beperkingen van het huidige onderzoek geven suggesties voor het vervolgonderzoek. Voor vervolgonderzoek is het aan te raden dat meer dossiers worden gescoord, zodat de kindfactoren minimaal 10 keer gescoord kunnen worden in elke onderzoeksgroep, wat een belangrijke voorwaarde is voor betrouwbare analyses (Schwab, 2002). Verder is werken met een gevalideerd scoringsinstrument een mogelijke oplossing voor het verbeteren van de constructvaliditeit bij toekomstig onderzoek. Daarvoor kan het scoringsinstrument van het huidige onderzoek al een goede opzet zijn. De betrouwbaarheid van de metingen zou echter meer verbeterd moeten worden als bij de Raad voor de
Kinderbescherming meer standaardisering van de rapportages plaatsvindt, zodat elk rapport consequent dezelfde factoren gaat benoemen. Ook zouden in de toekomst meerdere factoren onderzocht kunnen worden die invloed kunnen hebben op de OTS-duur, zoals kind-, ouder-, gezins- en gezinsvoogdfactoren. Op die manier kan worden vastgesteld wat de unieke bijdrage is van verschillende typen factoren en welke factoren een sterkere verklarende waarde hebben dan andere factoren. Ook is het wenselijk om veranderingen tijdens het gehele
OTS-traject te coderen in vervolgonderzoek. Dit geeft immers een meer reëel beeld van de duur, dan alleen de situatie bij aanvang van de OTS. Daarbij geeft het gehele OTS-traject zicht op de ontwikkeling van de (nieuwe) problematiek van het kind.
Naast de suggesties voor het vervolgonderzoek levert het huidige onderzoek enkele implicaties op voor de praktijk, om de OTS-duur zo kort als mogelijk te houden. Gegeven de univariate resultaten van dit onderzoek zou de OTS specifieker afgestemd moeten worden op de kinderen met een lagere leeftijd. Zij lijken meer zorg nodig te hebben dan zij op dit moment krijgen van gezinsvoogden. Een suggestie voor de gezinsvoogden is daarom om te kijken naar interventies die specifiek aansluiten bij een jonge leeftijdscategorie, vooral bij kinderen die niet leerplichtig zijn (< 5 jaar). Ook is het aan te bevelen dat de gezinsvoogden extra zorg inzetten voor kinderen die problemen hebben met de autonomie. Die extra zorg kan bijvoorbeeld gericht zijn op het bevorderen van de gehechtheid in de opvoeding (zie ook Bartelink, 2013), omdat gehechtheid nauw samen blijkt te hangen met de autonomie (Bowlby, 1982).
Tot slot is het huidige onderzoek een belangrijke bijdrage aan bestaande literatuur. Zo zijn weinig onderzoeken bekend die zich gericht hebben op de duur van (civielrechtelijke) zorgtrajecten. De toenemende OTS-duur vormt een probleem in de huidige maatschappij en het is van belang onderzoek te doen naar factoren die hierbij een rol kunnen spelen. Daarbij is dit het eerste onderzoek dat specifieke kindfactoren meeneemt als verklaarde variabelen voor de zorgduur. Daarnaast zijn de uitkomsten van het onderzoek en de suggesties die hieruit volgen een goede opzet voor vervolgonderzoek naar de OTS-duur. Het blijft namelijk van belang dat er middels wetenschappelijk onderzoek gewerkt wordt aan het verkorten van de OTS-duur, zodat de ontwikkeling van het kind gunstiger verloopt (Hurlburt et al., 2004; Ten Berge & Bakker, 2005) en maatschappelijke kosten bespaard worden (Jeugdzorg Nederland, 2011).
Literatuur
Ainsworth, M. D. S., Blehar, M. C., Waters, E., & Wall, S. (1978). Patterns of attachment. Hillsdale, NJ: Erlbaum.
Akker, L. van den, Deković, M., Prinzie, P., & Asscher, J. J. (2010). Toddlers’ temperament profiles: Stability and relations to negative and positive parenting. Journal of
Abnormal Child Psychology, 38, 485-495.
Alink, L., IJzendoorn, R. van, Bakermans-Kranenburg, M., Pannebakker, F., Vogels, T., & Euser, S. (2011). De tweede nationale prevalentiestudie mishandeling van kinderen
en jeugdigen (NPM-2010). Leiden: Universiteit Leiden.
Andrews, D. A., & Bonta, J. (2010). Rehabilitating criminal justice policy and practice.
Psychology, Public Policy, and Law, 16, 39-55.
Andrews, D. A., Zinger, I., Hoge, R. D., Bonta, J., Gendreau, P., & Cullen, F. (1990). Does correctional treatment work? A clinically relevant and psychologically informed meta-analyses. Criminology, 28(3), 369-404.
Azar, S. T., & Read, K. N. (2009). Parental cognitive disabilities and child protection services: The need for human capacity building. Journal of Sociology & Social
Welfare, 36(4), 127-151.
Bartelink, C. (2013). Wat werkt bij hechtingsproblemen? Utrecht: Nederlands Jeugdinstituut. Bartelink, C. & Berge, I. ten. (2013). Beslissen over effectieve hulp in onveilige
opvoedingssituaties: Literatuurreview. Utrecht: Nederlands Jeugdinstituut.
Bekker, M. H. J., & Assen, M. A. L. M. van. (2006). A short form of the autonomy scale: Properties of the autonomy–connectedness scale. Journal of Personality Assessment,
86, 51-60.
Berends, I. E., Campbell, E. E., Wijgergangs, E., & Bijl, B. (2010). Bescherming bekeken.
Een onderzoek naar de ontwikkelingen en regionale verschillen in het aantal
ondertoezichtstellingen en machtigingen uithuisplaatsing. Duivendrecht: PI Research.
Berge, I. ten, & Bakker, A. (2005). Veilig thuis? Handreiking voor het beoordelen en
bespreken van veiligheid van kinderen in hun thuissituatie. Utrecht: Nederlands
Jeugdinstituut.
Berge, I. ten, & Eijgenraam, K. (2009). Licht instrument risicotaxatie inzake
kindermishandeling: Toelichting en instructie. Utrecht: Nederlands Jeugdinstituut.
Berge, I. ten, & Zwikker, M. (2007). Veilig thuis? Persoonlijke invloeden in de
besluitvorming over onveilige opvoedingssituaties. Ouderschap & Ouderbegeleiding,
Boer, R. de (2008). De ondertoezichtstelling: Een beschrijving van het wettelijke kader voor
gezinsvoogden. Woerden: Van Montfoort.
Bowlby, J. (1982). Attachment and loss. vol 1: Attachment. New York, NY: Basic.
Brace, N., Kemp, R., & Snelgar, R. (2012). SPSS for psychologists (5th ed.). New York, NY: Palgrave Macmillan.
Brand, E. F. J. M., & Heerde, W. K. van (2004). Handleiding FPJ-lijst: Forensisch profiel
justitiële jeugdigen. Den Haag: Dienst Justitiële Inrichtingen.
Bronfenbrenner, U. (1979). The ecology of human development. Cambridge, MA: Harvard University Press.
Bronfenbrenner, U. (1986). The ecology of the family as a context for human development.
Developmental Psychology, 22, 723-742.
Bronfenbrenner, U., & Ceci, S. J. (1994). Nature-nurture reconceptualized in developmental perspective: A bioecological model. Psychological Review, 101, 568-586.
Bronfenbrenner, U., & Morris P. A. (2006). The bioecological model of human development. In W. Damon & R. M. Lerner R. M. (red.), Handbook of child
psychology (6th ed.), theoretical models of human development (pp. 793-828). Hoboken, NJ: John Wiley & Sons Inc.
Burns, B. J., Costello, E. J., Angold, A., Tweed, D., Stangl, D., Farmer, E. M. Z., & Erkanli, A. (1995). Children’s mental health service use across service sectors. Health Affairs,
14(3), 147-159.
Burns, B. J., Phillips, S. D., Wagner, H. R., Barth, R. P., Kolko, D. J., Campell, Y., & Landsverk, J. (2004). Mental health need and access to mental health services by youths involved with child welfare: A national survey. Journal of the American
Academy of Child and Adolescent Psychiatry, 43(8), 960-970.
Centraal Bureau voor de Statistiek. (2013). Voogdij, voorlopige voogdij en
ondertoezichtstelling. Op 9 oktober 2013 ontleend aan
http://statline.cbs.nl/StatWeb/publication/?VW=T&DM=SLNL&PA=70809NED&D1 =a&D2=a&HD=090617-1551&HDR=T&STB=G1
Connell, C. M., Bergeron, N., Katz, K. H., Saunders, L., & Tebes, J. K. (2007). Re-referral to child protection services: The influence of child, family, and case characteristics on risk status. Child Abuse & Neglect, 31, 573-588.
Dawson, K., & Berry, M. (2002). Engaging families in child welfare services: An evidence based approach to best practice. Child Welfare League of America, 81(2), 293-317.
Dowden, C., & Andrews, D.A. (1999). What works for female offenders: A meta-analytic review. Crime & Delinquency, 45, 438-452.
Farmer, E. M. Z., Stangl, D. K., Burns, B. J., Costello, E. J., & Angold, A. (1999). Use, persistence, and intensity: Patterns of care for children’s mental health across one year. Community Mental Health Journal, 35(1), 31-46.
Fearon, R. P., Bakermans-Kranenburg, M. J., Lapsley, M., & Roisman, G. (2010). The significance of insecure attachment and disorganization in the development of
children’s externalizing behavior: A meta-analytic study. Child Development, 81, 435-456.
Ford, T. (2008). Practitioner review: How can epidemiology help us plan and deliver effective child and adolescent mental health services? Journal of Child Psychology
and Psychiatry, 49(9), 900-914.
Ford, T., Hamilton, H., Goodman, R., & Meltzer, H. (2005). Service contacts among the children participating in the British child and adolescent mental health surveys. Child
and Adolescent Mental Health, 10(1), 2-9.
Goodwin, L. D. (1984). Increasing efficiency and precision of data analysis: Multivariate vs. univariate statistical techniques. Nursing Research, 33(4), 247-249.
Graaf, M. de, & Meij, H. (2011). Effectieve interventies voor jonge risicokinderen. Een
overzicht. Utrecht: Nederlands Jeugdinstituut.
Gravetter, F. J., & Wallnau, L. B. (2009). Statistics for the behavioral sciences. Belmont, CA: Wadsworth Cengage Learning.
Hmel, B. A., & Pincus, A. L. (2002). The meaning of autonomy: On and beyond the interpersonal circomplex. Journal of Personality, 70, 277–308.
Hurlburt, M. S., Leslie, L. K., Landsverk, J., Barth, R. P., Burns, B. J., Gibbsons, R. D., Slymen, D. J., & Zhang, J. (2004). Contextual predictors of mental health service use among children open to child welfare. Arch Gen Psychiatry, 61, 1217-1224.
IJzendoorn, M. H. van, Schuengel, C., & Bakermans-Kranenburg, M. J. (1999). Disorganized attachment in early childhood: A meta-analysis of precursors, concomitants, and sequelae. Development and Psychopathology, 11, 225-249.
Jeugdzorg Nederland. (2011). Branche rapportage: Jeugdzorg 2010. Zwolle: Zalsman. Johnson-Reid, M. (2004). Child welfare services and delinquency: The need to know more.
Child Welfare, 83(2), 157-174.
Juffer, F. (2010). Beslissen over kinderen in problematische opvoedingssituaties: Inzichten uit
Kapp, S. (2000). Pathways to prison: Life histories of former clients of the child welfare and juvenile justice system. Journal of Sociology and Social Welfare, 27(3), 63-74. Knot-Dickscheit, J., & Blommert, L. (2009). De ondertoezichtstelling in de gezinsvoogdij:
Een effectieve vorm van interventie? In A. Minnaert, H. Spelberg & H. Amsing (red.),
Het pedagogisch quotiënt (p.97). Houten: Bohn Stafleu van Loghum.
Leslie, L. K, Hurlburt, M. S., James, S., Landverk, J., Slymen, D. J., & Zhang, J. (2005). Relationship between entry into child welfare and mental health service use.
Psychiatric services, 56(8), 981-987.
Lipsey, M. W., & Cullen, F. T. (2007). The effectiveness of correctional rehabilitation: A review of systematic reviews. Annual Review of Law and Social Sciences, 3, 297-320. Lodewyckx, I., Janssens, A., Ysabie, P., & Timmerman, C. (2005). Allochtone en autochtone
jongeren met psychische problemen en gedragsproblemen: Verschillende trajecten naar de hulpverlening? Hasselt: Universiteit Hasselt.
Lunenburg, P., Bijl, B., & Slot, N. W. (2006). Bescherming in ontwikkeling: Het
vervolg. Vervolgonderzoek in het kader van het ‘deltaplan kwaliteitsverbetering gezinsvoogdij’. Amsterdam: Vrije Universiteit, PI Research.
Maschi, T., Hatcher, S. S., Schwalbe, C. S., & Rosato, N. S. (2008). Mapping the social service pathways of youth to and through the juvenile justice system: A
comprehensive review. Children and Youth Services Review, 30, 1376-1385.
Maschi, T., Schwalbe, C. S., Morgen, K., Gibson, S., & Violette, N. M. (2009). Exploring the influence of gender on adolescents’ service needs and service pathways. Children and
Youth Services Review, 31(2), 257-264.
Ministerie van Veiligheid en Justitie (2013). Tussenresultaten vliegwiel- 2 projecten: Een
overzicht van de belangrijkste elementen uit de voortgangsrapportages vliegwielprojecten van de bjz’s/lwi’s. Den Haag: Auteur.
Nederlands Jeugdinstituut (2013). Dossier jeugdzorg. Op 14 februari 2014 ontleend aan http://www.nji.nl/Jeugdzorg
O’Brien, M. (2011). Measuring the effectiveness of routine child protection services: The results from an evidence based strategy. Child & Youth Services, 32, 303-316. Peduzzi, P., Concato, J., Kemper, E., Holford, T. R., & Feinstein, A. R. (1996). A simulation
study of number of events per variable in logistic regression analysis. Journal of
Clinical Epidemiology, 49(12), 1373-1379.
Poelmans, P., & Severijnen, O. (2013). De APA-richtlijnen: Over literatuurverwijzing en
Sayal, K. (2004). The role of parental burned in child mental health service use: Longitudinal study. Journal of the American Academy of Child and Adolescent Psychiatry, 41, 806- 813.
Schimmel, C. (2011). Demographic profiles of children reported to the child welfare system.
Journal of Public Child Welfare, 5(1), 87-110.
Slot, N. W. (2011). Gezinsvoogdij en voogdij. In N. Duits & J.A.C. Bartels (red.),
Jeugdpsychiatrie en recht: Wetgeving, zorgveld en praktijk (pp. 302-303). Assen:
Koninklijke Van Gorcum.
Slot, N. W., Theunissen, A., Esmeijer, F. J., & Duivenvoorden, Y. (2002). 909 Zorgen. Een
onderzoek naar de doelmatigheid van de ondertoezichtstelling. Amsterdam: Vrije
Universiteit.
Slot, N. W., Tooren, A. van, & Bijl, B. (2004). Bescherming in ontwikkeling. De evaluatie
van de methodische vernieuwing in het kader van het ‘deltaplan kwaliteitsverbetering gezinsvoogdij’. Duivendrecht: PI Research.
Solomon, D., & Asberg, K. (2012). Effectiveness of child protection services interventions as indicated by rates of recidivism. Children and Youth Services Review, 34, 2311-2318. Spanjaard, H., Polak, S., Put, C. van der, Maes, M., Persoon, A., Vogelvang, B., Walsarie
Wolff, M., & Diest, H. van. (2012). Handleiding landelijk instrumentarium
jeugdstrafrechtketen. Den Haag: Ministerie van Veiligheid en Justitie.
Stams, G. J. J. M., Top-Van der Eem, M., Limburg, S., Vugt. E. S. van, & Laan, P. H. van der. (2010). Implementatie en doelmatigheid van de deltamethode gezinsvoogdij.
Onderzoek naar de invloed van de deltamethode gezinsvoogdij op het verloop van de ondertoezichtstelling. Amsterdam: Kohnstamm Instituut.
Starreveld, P. A. (red.). (2012). Verslaglegging van psychologisch onderzoek (3e dr.). Den Haag: Boom Lemma.
Schwab, J. A. (2002). Multinomial logistic regression: Basic relationships and complete
problems. Op 23 mei 2014 ontleend aan
http://www.utexas.edu/courses/schwab/sw388r7/SolvingProblems/ Swart, J. J. W. de. (2011). De professionele jeugdzorgwerker: Kenmerken van
jeugdzorgwerkers in relatie tot kwaliteit van de jeugdzorg. Op 25 november ontleend
Teeven, F. (2012). Aanpassing van wetgeving en vaststelling van overgangsrecht in verband
met de herziening van de maatregelen van kinderbescherming. Nota naar aanleiding van het verslag. 28 februari 2012. Kamerstukken II 2011-2012, 33061, nr 6. Op 13
juni 2014 ontleend aan
http://www.parlementairemonitor.nl/9353000/1/j9vvij5epmj1ey0/vixen9apsvzw Vandenbroucke, M., Braam, H., Pels, T., & Steketee, M. (2008). Gemeentelijk beleid voor
Marokkaans-Nederlandse jongeren: Rapportage over de wenselijkheid van specifiek doelgroepenbeleid. Utrecht: Verwey-Jonker Instituut.
Verhulst, F. C., & Ende, J. van der. (1997). Factors associated with child mental health service use in the community. Journal of the American Academy of Child and
Adolescent Psychiatry, 36(7), 901-909.
Verhulst, F. C., & Koot, M. (1992). Child psychiatric epidemiology: Concepts, methods and
findings. Beverly Hills, CA: Sage Publications.
Witmer, J. M., & Roode, R. P. de (2004). Van wet naar praktijk. Implementatie van de WGBO. Deel 2 Informatie en toestemming. Utrecht: KNMG
Bijlage 1 Overzicht van de Onafhankelijke Variabelen
Overzicht van de Gescoorde Kindfactoren met Interbeoordelaarsbetrouwbaarheid in Procentuele Overeenkomst per Item
Variabele (%)a Variabele (%)a
Demografische gegevens Vervolg problematiek adolescentieleeftijd
Leeftijd 100 Lichamelijke gezondheid 80
Geslacht 100 Sociale contacten en vriendschappen 100
Geboorteland 100 Intimiteit en seksualiteit 90
Nationaliteit 90 Onttrekken/ontvluchten aan toezicht 90
Etniciteit 60 Bagatelliseren of ontkennen problematiek 100
Schooltype 90 Gevoelens reguleren 80
Problematiek kinderleeftijd Sociaal- emotionele ontwikkeling 70
Motorische ontwikkeling 90 Belastend verleden 90
Spraak- en taalontwikkeling 80 Crimineel gedrag 80
Gevoelens reguleren 90 Anders 90
Vorming (kinderlijke) autonomie 70 Pyschische problematiek
Symbiotische ontwikkeling 90 Somberheid/depressie 90
Relatie met leeftijdsgenootjes 90 Automutilatie 90
Moeilijk vrienden maken/houden 90 Suïcidale gedachten 90
Gebrek aan schoolmotivatie 90 Angsten 70
Gedrag- en/of werkhoudingsproblemen 70 Ongeduldig of hyperactief gedrag 90
Leerachterstand/zwakke schoolprestaties 80 Agressief gedrag 80
Intimiteit en seksualiteit 90 Antisociaal gedrag 90
Lichamelijke gezondheid 70 Middelenmisbruik 80
Onttrekken/ontvluchten aan toezicht 90 Hechtingsproblemen of –stoornis 80
Gehoorzaamheid 70 Autisme problematiek 80
Sociaal-emotionele ontwikkeling 80 Psychotische symptomen 80
Belastend verleden 80 Slaapproblemen 70
Anders 70 Anders 80
Problematiek adolescentieleeftijd
Autonomie 80
Gedrag- en/of werkhoudingsproblemen 90
Gebrek aan schoolmotivatie 80
Leerachterstand/zwakke schoolprestaties 90
Omgaan met autoriteit/gehoorzaamheid 100
Bijlage 2 Resultaten van de Samenhang tussen Kindfactoren en OTS-duur
Samenhang tussen Kindfactoren met OTS-duur uitgedrukt in Cramer’s V en hun Prevalenties
Reguliere OTS (≤ 12 mdn) (n = 75) Middellange OTS (≥ 13 - ≤ 36 mdn) (n = 90) Lange OTS (≥ 37 mdn) (n = 148) 2 (2) Va n (%) n (%) n (%) Demografische gegevens Geslacht 0.66 .05 Jongen 36 (48.00) 48 (53.30) 79 (52.10) Meisje 39 (52.00) 42 (46.70) 69 (47.90) Geboorteland 0.65 .05 Nederland 66 (88.00) 81 (91.00) 135 (91.20) Elders 9 (12.00) 8 (90.00) 13 (8.80) Etniciteit Autochtoon 20 (26.70) 34 (37.80) 45 (30.40) 3.04 .10 Niet-westerse allochtoon 33 (44.00) 34 (37.80) 58 (39.20) 0.57 .04 Anders 18 (24.00) 15 (16.70) 36 (24.30) 1.94 .08 Schooltype Regulier onderwijs 39 (52.00) 49 (54.40) 76 (51.40) 1.96 .08 Speciaal onderwijs 6 (8.00) 8 (8.90) 19 (12.80) 0.94 .06
Nog niet leerplichtig 8 (10.70) 21 (23.30) 45 (30.40) 7.69* .16*
Gaat niet naar school 6 (8.00) 1 (1.10) 2 (1.40) 11.34** .20**
Overig 3 (4.00) 5 (5.60) 2 (1.40) 3.78 .11
Problematiek van het kind
Schoolmotivatie 12 (16.00) 14 (15.60) 12 (8.10) 4.45 .12
Leerachterstand 17 (22.70) 24 (26.70) 42 (28.40) 0.73 .05
Gedrag-/Werkhouding 24 (32.00) 34 (37.80) 42 (28.40) 2.11 .09
Problemen met autonomie 6 (8.00) 18 (20.00) 10 (6.80) 10.55** .19**
Sociaal emotionele ontwikkeling 34 (45.30) 39 (43.30) 62 (41.90) 0.49 .04 Gevoelens reguleren 15 (20.00) 15 (16.70) 24 (16.20) 0.81 .05 Intimiteit 6 (8.00) 7 (7.80) 11 (7.40) 0.06 .01 Sociale contacten 15 (20.00) 20 (22.20) 26 (17.60) 0.69 .05
Onttrekken aan toezicht 15 (20.00) 13 (14.40) 10 (6.80) 9.57** .18**
Gehoorzaamheid 22 (29.30) 29 (32.20) 33 (22.30) 0.11 .11 Lichamelijke gezondheid 19 (25.30) 21 (23.30) 26 (17.60) 2.69 .10 Belast verleden 14 (18.00) 21 (23.30) 26 (17.60) 0.75 .05 Depressieve gedachten 6 (8.00) 10 (11.10) 16 (10.80) 0.45 .04 Automutilatie 1 (1.30) 2 (2.20) 5 (3.40) 0.90 .06 Suïcidale gedachten 3 (4.00) 5 (5.60) 3 (2.00) 2.00 .08 Angsten 5 (6.70) 8 (8.90) 11 (7.40) 0.19 .03 Hyperactief gedrag 8 (10.70) 13 (14.40) 16 (10.80) 0.64 .05 Agressief gedrag 15 (20.00) 29 (32.20) 26 (17.60) 6.44* .15* Antisociaal gedrag 4 (5.40) 7 (7.80) 11 (7.40) 0.36 .04 Middelenmisbruik 6 (8.00) 13 (14.40) 5 (3.40) 9.47** .18** Hechtingsproblematiek 4 (5.30) 6 (6.70) 10 (6.80) 0.15 .02 Autisme 5 (6.70) 4 (4.40) 1 (0.70) 6.49* .15* Psychotisch 2 (2.70) 0 (0.00) 0 (0.00) 3.59 .12 Slaapproblemen 4 (5.30) 3 (3.30) 3 (2.00) 1.86 .08
Leeftijd van het kind 11.33 (5.13)b 9.74 (5.73)b 7.28 (4.60)b 17.33***c -.33***d
Totaal aantal problemen 3.83 (3.14) b 4.12 (3.35)b 3.13 (3.02)b 2.98c -.12*d
Noot. OTS = ondertoezichtstelling; mdn = maanden.
a: V = Cramer’s V, waarbij V < .30 een kleine, ≥ .30 V < .50 middelmatige en V > .50 sterke samenhang is; b:
Gemiddelde (SD); c F-Ratio; d: Spearman correlatie, waarbij r
s < .30 een kleine, ≥ .30 rs < .60 middelmatige en rs >.60
sterke samenhang is.
