A. Notenboom

M.M. van Asselt

G.J. Mazzola

L.L. von Meyenfeldt

R. Goudriaan Onderzoek voor de Provinciale Raad voor de Volksgezondheid Limburg © Aarts De Jong Wilms Goudriaan Public Economics bv (APE)

Den Haag, maart 2009

Analyse van het

SCP-verdeelmodel voor de jeugdzorg

Analyse van het SCP-verdeelmodel voor de jeugdzorg A. Notenboom, M.M. van Asselt, G.J. Mazzola, L.L. von Meyenfeldt & R. Goudriaan Ape rapport nr. 628 © 2009 Aarts De Jong Wilms Goudriaan Public Economics bv (APE)

Website: www.ape.nl Omslag: Brordus Bunder, Amsterdam Niets uit deze uitgave mag worden verveelvoudigd en/of openbaar gemaakt via druk, fotoko-pie of op welke andere wijze dan ook, zonder voorafgaande schriftelijke toestemming.

Ape 1

INHOUD

VOORWOORD 1

SAMENVATTING 3

1 INLEIDING 7

1.1 Aanleiding en onderzoeksvragen 7 1.2 Indeling van het rapport 8

2 VERDELING VAN DE PROVINCIALE MIDDELEN OP BASIS VAN HET NIEUWE

VERDEELMODEL 9

2.1 Inleiding 9 2.2 Herverdeeleffecten van de jeugdzorgregio’s 9 2.3 Conclusies 11

3 ANALYSE VAN HET SCP-MODEL 13

3.1 Inleiding 13 3.2 Inhoudelijke aspecten 14

3.2.1 Behoeftemodel versus vraagmodel en schotten in de financiering 14

3.2.2 Regionale patronen in de jeugdzorgindicaties en het gebruik van de jeugd-GGZ 16

3.2.3 Vraagmodel versus behoeftemodel en de niet-westerse allochtonen 18

3.2.4 Sekseverschillen in combinatie met leeftijd 20 3.2.5 Gezondheidsfactoren 22

3.3 Statistische aspecten 24 3.3.1 Inleiding 24 3.3.2 Definitie van behoefte 24 3.3.3 Representativiteit en omvang van de steekproef 25 3.3.4 Lineariteit van het model en doorvertaling naar

provinciaal niveau 27 3.3.5 Verklaringskracht van het model 28 3.3.6 Meer kinderen per gezin 29

3.4 Conclusies 29

4 CONSISTENTIE EN STABILITEIT VAN HET VERDEELMODEL 33

4.1 Inleiding 33 4.2 Bewerkingen van het AVO 2003 33

Ape 2

4.3 Schatting van het model met het AVO 2003 34 4.4 Vertaling van het model naar provinciaal niveau 37 4.5 Conclusies 42

5 ANALYSE VAN HET AVO 2007 45

5.1 Inleiding 45 5.2 Gehanteerde definities 45 5.3 Correlaties risicofactoren 46 5.4 Resultaten schattingen uitgebreid model 47 5.5 Conclusies 49

6 ANALYSE VAN INDICATIES VAN BUREAU JEUGDZORG 51

6.1 Inleiding 51 6.2 Samenhang indicaties Bureau Jeugdzorg en risicofactoren 52 6.3 Conclusies 55

7 KWALITATIEVE ANALYSE VAN HET LIMBURGSE ZORGGEBRUIK 57

7.1 Inleiding 57 7.2 Zorgbehoefte, zorgvraag en zorggebruik 57 7.3 Zorgbehoefte 58

7.3.1 Algemene gezondheidssituatie Limburgse bevolking 58 7.3.2 Omgevingsfactoren: sociaal-economische situatie

Limburg 61 7.4 Zorgvraag 62 7.5 Zorgaanbod 65

7.5.1 Beleid 65 7.5.2 Taakstelling Bureau Jeugdzorg 66 7.5.3 Speciaal onderwijs 66

7.6 Conclusies 67

LITERATUUR 69

BIJLAGE A: GESTILEERD VOORBEELD LOGISTISCH MODEL 71

BIJLAGE B: LIJST VAN GERAADPLEEGDE EXPERTS 75

Ape 1

VOORWOORD

De Jeugdzorg heeft over belangstelling niet te klagen. Deze aandacht is meestal negatief en het gevolg van een schrijnend incident. Soms echter krijgen de ontwikkelingen in de Jeugdzorg niet de aandacht die ze verdie-nen. Dit is bijvoorbeeld met de voorgestelde verandering in de Financie-ring van de Jeugdzorg het geval. Als gevolg van sociaal-economische omstandigheden en de achterblijvende gezondheidssituatie is het gebruik van de Jeugdzorg in de provincie Lim-burg relatief hoog. In de nieuwe financieringssystematiek wordt met deze ongunstige factoren onvoldoende rekening gehouden. De nieuwe methode van financiering van de Jeugdzorg zal daardoor voor de provincie Limburg grote nadelige gevolgen hebben, zo blijkt uit het onderzoek dat het bureau Aarts De Jong Wilms Goudriaan Public Economics heeft verricht. Invoering van deze financieringsmethodiek zal ertoe leiden dat vele duizenden kinde-ren niet langer de zorg ontvangen die ze nodig hebben en vele honderden medewerkers van Bureau Jeugdzorg in de provincie op straat komen te staan. Het onderzoek geeft aan dat de veronderstellingen waarop deze nieuwe methodiek van financiering is gebaseerd ondeugdelijk en onbetrouwbaar zijn en geen basis zouden mogen vormen om de middelen voor de Jeugd-zorg over de provincies te verdelen. De analyse in dit rapport brengt twee zaken onder de aandacht: de voor-stellen voor herziening van de financiering van de Jeugdzorg zijn van on-voldoende kwaliteit om beleid op te baseren en de provincie zal zich moe-ten bezinnen op het beroep dat op de Jeugdzorg wordt gedaan. Maastricht, maart 2009 Prof. dr. W. Groot Voorzitter Provinciale Raad voor de Volksgezondheid

Ape 3

SAMENVATTING

Op dit moment worden de provinciale middelen voor de jeugdzorg groten-deels verdeeld via het aanwezige zorgaanbod in de regio, en voor een be-perkter deel verdeeld op basis van kindfactoren (zoals het aantal kinderen met een bepaalde etnische achtergrond). Recent heeft het Sociaal en Cul-tureel Planbureau (SCP) een aanzet gegeven voor een nieuw verdeelmodel voor de provinciale jeugdzorg. Op basis van ons onderzoek moeten we concluderen dat het nieuwe verdeelmodel (1) berust op een wankele sta-tistische basis, (2) een groot aantal onvolkomenheden bevat, (3) gezond-heidsfactoren ten onrechte negeert en (4) in de huidige vorm ongeschikt is als verdeelmodel. De belangrijkste conclusies van het rapport zijn: Het SCP heeft het verdeelmodel gebaseerd op steekproefgegevens. De

omvang en de regionale representativiteit van deze steekproef, het AVO 2007, is te beperkt en daardoor onvoldoende representatief om aan de gebruikelijke eisen van een verdeelmodel te voldoen. In totaal zijn er slechts 400 kinderen van de 2.620 ondervraagde kinderen als probleemkinderen aangemerkt. Van de 400 probleemkinderen heeft het SCP er ruim 20% willekeurig als probleemkind bestempeld. Het AVO 2007 vormt een te wankele statistische basis voor een verdeel-model, omdat onvoldoende recht wordt gedaan aan regionale omstan-digheden. Het is gevaar is levensgroot dat de gevonden verbanden tussen probleemkinderen en risicokenmerken niet valide zijn.

In het verdeelmodel ontbreekt de (psychische) gezondheid van ouders en kinderen als verdeelmaatstaf. Provincies met een relatief ongezonde bevolking, zoals Limburg, krijgen daardoor in het verdeelmodel te ma-ken met een budgetkorting. Uit onze analyses blijkt dat de toevoeging van factoren zoals psychische klachten bij ouders en jeugdigen, chroni-sche aandoeningen bij jeugdigen en ouders, lage opleiding bij de ou-ders en westerse allochtonen het verdeelmodel substantieel verbetert.

In het SCP-model wordt geen rekening gehouden met cumulatie van problemen in achterstandswijken. Deze cumulatie van problemen is een belangrijke determinant van een beroep op de jeugdzorg, mede omdat jongeren in dat geval meer dan gemiddeld met psychosociale problemen kampen. In de onderwijsfinanciering wordt via de impulsge-bieden rekening gehouden met de cumulatie van problemen in bepaal-de postcodegebieden. Het is opvallend dat in het verdeelmodel voor de jeugdzorg de aanwezigheid van dergelijke impulsgebieden ontbreekt,

Ape 4

hoewel het om een vergelijkbare problematiek gaat als in het onder-wijs. Dit pakt negatief uit voor regio’s waar de problemen vooral bij au-tochtonen cumuleren.

De modelschatting en de vertaling van de resultaten naar het provinci-ale niveau zijn behept met een aantal statistische onvolkomenheden. Ten eerste wordt geen rekening gehouden met correlaties tussen ge-zinsleden. Dit kan leiden tot onjuiste schattingen van de waarschijn-lijkheden van de gewichten en tot een onjuiste selectie van relevante factoren. Ten tweede is de wijze van doorvertaling van de afzonderlijke gewichten naar het provinciale niveau alleen mogelijk bij een lineair model. Het voorliggende verdeelmodel – geschat met logistische re-gressie - is echter geen lineair model. Daardoor wordt de middelenver-deling over de provincies verstoord.

Het verdeelmodel voor de provinciale jeugdzorg leidt tot een oneven-wichtige middelenverdeling over de provincies, omdat geen rekening wordt gehouden met het aanbod en de financiering van andere vormen van jeugdhulpverlening, zoals de geestelijke gezondheidszorg voor de jeugdigen (jeugd-GGZ). Provincies met weinig jeugd-GGZ, zoals Lim-burg ontvangen daardoor te weinig middelen voor de provinciale jeugdzorg. Dat komt doordat het SCP een behoeftemodel (gebaseerd op de aanwezigheid van psychosociale problemen) hanteert en geen vraagmodel (gebaseerd op daadwerkelijk gebruik jeugdzorg); dit in te-genstelling tot de gangbare praktijk bij verdeelmodellen of risicovere-veningsmodellen van belendende jeugdhulpverleningcircuits (bijvoor-beeld de WMO en de curatieve jeugd-GGZ). Gezien regionale verschil-len in het aanbod van de belendende jeugdhulpverleningscircuits, is het onwaarschijnlijk dat de behoefte aan hulp in alle jeugdzorgregio’s op dezelfde wijze wordt beantwoord. Daarmee is de legitimiteit van een behoeftemodel (in plaats van een model gebaseerd op daadwerke-lijk gebruik van jeugdzorg) voor discussie vatbaar.

In het nieuwe verdeelmodel wordt het grootste deel van de middelen verdeeld via het aandeel niet-westerse allochtonen, omdat de variatie tussen de jeugdzorgregio’s in het aandeel niet-westerse allochtonen het grootst is (veel groter dan andere factoren zoals het aandeel jon-gens). Dat is echter moeilijk verdedigbaar, omdat deze groep juist een gering beroep doet op de jeugdzorg. Door de belangrijke rol van de niet-westerse allochtonen krijgen Flevoland en de drie stadsregio’s bo-vengemiddelde probleemscores, terwijl de andere provincies beneden-gemiddeld scoren.

De analyse van een externe databron, die het percentage jongeren met een nieuwe indicatie jeugdzorg weergeeft op gemeentelijk niveau (Kin-deren in Tel van het Verweij-Jonker Instituut), bevestigt dat (psychi-

Ape 5

sche) gezondheidsfactoren en het percentage westerse allochtonen samenhangen met afgegeven indicaties door Bureau Jeugdzorg. Ook andere risicofactoren, gerelateerd aan de leefomgeving, of kenmerken van huishoudens en gezinnen, en de hoogte van aanpalende zorg hou-den systematisch verband met de jeugdzorgindicaties. De schatting van een verdeelmodel op gemeentelijk niveau is een mogelijk alterna-tief voor het AVO 2007. Het voordeel hiervan is dat een grote schat aan gegevens beschikbaar is op gemeenteniveau, en dat niet uitgewe-ken hoeft te worden naar bestanden die gebaseerd zijn op te beperkte steekproeven.

Het grote beroep op de provinciale jeugdzorg in Limburg is het gevolg van de slechte gezondheid van jongeren en hun ouders, de cumulatie van armoede in bepaalde delen van de provincie en moet worden ge-zien in het licht van de historische context van de mijnindustrie en de rooms-katholieke kerk. De relatief grote geneigdheid tot (jeugd)zorg-consumptie in Limburg is het resultaat van een langdurig historisch proces. Het duurt eveneens lang voordat deze consumptiepatronen veranderen. Van provincies kan niet worden verwacht dat zij van de ene op de andere dag erin slagen om het beroep op de jeugdzorg fors terug te dringen. Dit is een proces van lange adem waarmee in de ver-deelsystematiek nadrukkelijk rekening moet worden gehouden.

Indien de provinciale middelen voor de jeugdzorg volledig worden ver-deeld met het verdeelmodel van het SCP, krijgt de provincie Limburg te maken met een forse korting op het budget (25%, wat overeen komt met bijna 25 mln. euro). De budgetten van de andere jeugdzorg-regio’s vallen wijken niet meer dan 10% af van de budgetten ‘oude stijl’. Door deze korting zullen minder Limburgse kinderen hulp krijgen, hoewel zij die wel nodig hebben.

Ape 7

1 INLEIDING

1.1 Aanleiding en onderzoeksvragen

Op dit moment worden de provinciale middelen voor de jeugdzorg groten-deels (80%) verdeeld via het aanwezige zorgaanbod in de regio, en voor een beperkter deel (20%) op basis van kindfactoren (zoals het aantal kin-deren met een bepaalde etnische achtergrond). Recent heeft het Sociaal en Cultureel Planbureau (SCP) een aanzet gegeven voor een nieuw ver-deelmodel voor de provinciale jeugdzorg (SCP 2008).1 Deze aanzet vormt een belangrijk ingrediënt van het uiteindelijke verdeelmodel dat door de Commissie Financiering Jeugdzorg wordt vastgesteld. De reden voor de ontwikkeling van een nieuw verdeelmodel is dat het ministerie van VWS tot een transparantere vaststelling en verdeling van de budgetten wil ko-men. Daarnaast wil het ministerie van VWS financiële ad-hocmaatregelen terugdringen. De uitkomsten van het door het SCP ontwikkelde model pakken zeer nega-tief uit voor de provincie Limburg en in iets mindere mate voor de jeugd-zorgregio’s Noord-Holland, Zeeland, Overijssel en Rotterdam. De overige jeugdzorgregio’s kennen een neutrale score of zouden er in de nieuwe verdeelsystematiek geld bij krijgen. De sterk negatieve score op de midde-lenverdeling voor Limburg is opmerkelijk. Uit onderzoek naar regionale ge-zondheidsverschillen is immers bekend dat Limburg onder meer kampt met relatief veel chronisch zieken, veel mensen met psychische aandoe-ningen, verslavingsproblematiek, sociaal-economische gezondheidsver-schillen, veel arbeidsongeschikten en WSW’ers, en veel leerlingen in het speciaal onderwijs. Tegen deze achtergrond is het moeilijk verklaarbaar dat de probleemscore van de Limburgse jongeren volgens het SCP-model zelfs 5% lager is dan het landelijke gemiddelde.

1 Zie: Sociaal en Cultureel Planbureau, Ontwerp van een verdeelmodel voor de

provinciale jeugdzorg, Den Haag: 30 september 2008. We baseren ons verder op deze versie van het SCP-rapport. Tijdens de afronding van ons onderzoek kwam de definitieve versie van het SCP-rapport beschikbaar (Stevens et al. 2009). De kwantitatieve resultaten in hoofdstuk 8 van dat rapport komen – voor zover wij kunnen overzien - overeen met de versie van 30 september 2008.

Ape 8

Naar aanleiding van de onverwachte uitkomsten van het verdeelmodel heeft de Provinciale Raad voor de Volksgezondheid Limburg APE gevraagd om het verdeelmodel dat het SCP recent heeft ontwikkeld tegen het licht te houden. De centrale vraag van het onderzoek luidt: Hoe moeten de herverdeeleffecten van het nieuwe SCP-verdeelmodel voor de jeugdzorg worden beoordeeld en welke mogelijkheden bestaan er voor verbetering van dit verdeelmodel? In het verlengde van de centrale vraag onderzoeken we ook waarom het gebruik van de jeugdzorg in de provincie Limburg hoger is dan elders in Nederland?

1.2 Indeling van het rapport

Het rapport is als volgt ingedeeld. In hoofdstuk 2 gaan we na wat het ef-fect is van het gebruik van het verdeelmodel op de toewijzing van de mid-delen over de jeugdzorgregio’s. Welke regio’s profiteren van het nieuwe model, en welke regio’s gaan er juist op achteruit? In hoofdstuk 3 formule-ren we enkele kritiekpunten op het nieuwe verdeelmodel. Deze zijn deels van inhoudelijke aard, en deels van methodologische aard. Zo hebben we enkele kanttekeningen bij de keuze van de risicokenmerken en bij de ge-hanteerde vertaling van de modeluitkomsten naar het niveau van de jeugdzorgregio’s. Aan een verdeelmodel moet de eis worden gesteld dat de schattingsresultaten consistent zijn in de tijd. We schatten daarom een equivalent model op basis van de data van het Aanvullend Voorzieningen-gebruik Onderzoek (AVO) 2003.2 Daarnaast onderzoeken we of de toevoe-ging van enkele risicokenmerken het model verbetert. De uitkomsten daarvan worden beschreven in hoofdstuk 4. De resultaten van deze analy-se nopen tot een heranalyse van het AVO 2007. We presenteren enkele analyses van het AVO 2007 in hoofdstuk 5. Naast het steekproefbestand AVO bestaat er een integraal gegevensbestand over het beroep op de jeugdzorg (Kinderen in Tel van het Verweij-Jonker Instituut). In hoofdstuk 6 geven we een beknopte analyse van deze gegevens. Ten slotte komt in hoofdstuk 7 de vraag aan de orde waarom het gebruik van voorzieningen voor jeugdhulpverlening in Limburg hoger is dan in andere delen van het land. De beantwoording van deze vraag geschiedt via een kwalitatieve analyse.

2 De schattingen van het SCP zijn gebaseerd op het AVO 2007.

Ape 9

2 VERDELING VAN DE PROVINCIALE MIDDELEN OP

BASIS VAN HET NIEUWE VERDEELMODEL

2.1 Inleiding

De verdeling van de provinciale middelen is een uitdrukkelijke taak van de Commissie Financiering Jeugdzorg (CFJ). De vraag is echter wat het effect is van toepassing van het SCP-verdeelmodel op de hoogte van de budget-ten van de jeugdzorgregio’s. In hoeverre wijken de nieuwe budgetten af van de oude budgetten? Om deze vraag te beantwoorden, vergelijken we in dit hoofdstuk de budgetten gebaseerd op het SCP-model met de bud-getten ‘oude stijl’, die deels op basis van historische uitgaven en een aan-tal kindparameters worden vastgesteld.

2.2 Herverdeeleffecten van de jeugdzorgregio’s

We combineren de uitkomsten van het SCP-model met het budget 2008. Dit budget 2008 is volgens de ‘oude stijl’ berekend; dus voor een groot deel op basis van historische uitgaven en voor een klein deel op drie kind-kenmerken (jeugdige, allochtone jeugdige en jeugdige uit eenoudergezin). Het budget 20083 is een optelling van de componenten ‘Uitkering bureau jeugdzorg4’ en de ‘Uitkering zorgaanbod’. Middelen voor landelijk opere-rende instellingen zijn afgetrokken van dit budget.5 De belangrijkste uit-komst van het SCP-model is het gewogen aantal jeugdigen.6 We nemen

3 De budgetten 2008 voor de jeugdzorg hebben wij ontleend aan de Bijlage bij

het landelijk Beleidskader 2009-2012, financieel kader provincies en grootste-delijke regio’s, van december 2008.

4 De ‘uitkering bureau jeugdzorg’ valt uiteen in een deel dat het ministerie van Justitie financiert (jeugdreclassering en jeugdbescherming), en een deel dat het ministerie van VWS/Jeugd en Gezin financiert (toegangstaken, inclusief AMK en kindertelefoon). De jeugdreclassering/jeugdbescherming zal naar ver-wachting niet via het verdeelmodel gefinancierd worden, maar op basis van prestaties in een vorig jaar. Dit deel jeugdreclassering/jeugdbescherming is nu wel opgenomen in de berekeningen (zie tabel 2.1). Daardoor kunnen de bud-getten en herverdeeleffecten afwijken van uiteindelijke bedragen.

5 Het gaat om de William Schrikker Groep en Joods Maatschappelijk Werk in Am-sterdam, Harreveld en Hoenderloo Groep in Zuid-Holland, het Leger des Heils in Overijssel en de Stichting Gereformeerd Jeugdwelzijn in Utrecht. Samen kos-ten deze landelijke instellingen 105 mln. euro.

6 Deze informatie is afkomstig uit tabel 2 van de SCP-rapportage ‘Ontwerp van een verdeelmodel voor de Provinciale Jeugdzorg’ van september 2008.

Ape 10

aan dat elke gewogen jeugdige hetzelfde tarief krijgt (macrobudget 2008 gedeeld door het totale aantal gewogen jeugdigen). Dit tarief vermenig-vuldigen wij vervolgens met het gewogen aantal jeugdigen per jeugdzorg-regio om het nieuwe budget per jeugdzorgregio te verkrijgen. We gaan er in deze analyse vanuit dat het macrobudget volledig verdeeld wordt op basis van het verdeelmodel (gezien de omvang van de herverdeeleffecten is dat overigens niet aannemelijk). Tabel 2.1 geeft de uitkomst weer van de toepassing van het SCP-model (kolom ‘Budget 2008 model SCP’).

Tabel 2.1: Budgetten en herverdeeleffecten jeugdzorg, 2008 (X 1.000)

Jeugdzorgregio

Gewogen aantal

jeugdigen SCP

Budget 2008 ‘Oude stijl’

Budget 2008 model SCP

Herver- deel- effect

Relatief herver-

deeleffect (in %)

Groningen 109.976 40.230 40.465 235 1 Friesland 132.926 44.954 48.909 3.955 9 Drenthe 95.498 32.184 35.138 2.954 9 Overijssel 238.828 90.344 87.874 -2.470 -3 Flevoland 104.006 36.000 38.268 2.268 6 Gelderland 407.892 146.096 150.080 3.984 3 Utrecht 258.796 88.237 95.221 6.984 8 Noord-Holland 229.607 89.168 84.482 -4.686 -5 Zuid-Holland 280.365 96.251 103.157 6.906 7 Zeeland 74.189 28.533 27.297 -1.236 -4 Noord-Brabant 487.013 174.851 179.192 4.341 2 Limburg 207.826 101.290 76.467 -24.823 -25 Amsterdam 344.951 125.897 126.921 1.024 1 Rotterdam 291.612 110.502 107.296 -3.206 -3 Haaglanden 246.384 86.883 90.654 3.771 4 Totaal 3.509.869 1.291.421 1.291.421 0 0

Bron: APE

Het budget op basis van het SCP-model wijkt voor een aantal regio’s flink af van het budget ‘oude stijl’. Vooral Friesland, Drenthe, Flevoland, Utrecht en Zuid-Holland gaan er op vooruit (meer dan 5%). De provincie Limburg krijgt daarentegen te maken met een forse korting van ongeveer 25% (25 mln. euro). Limburg wordt op grote afstand gevolgd door Noord-Holland (korting van 5%), Zeeland (korting van 4%), en Overijssel en Rotterdam (beide korting van 3%). Het verdeelmodel pakt dus buitengewoon slecht uit voor de provincie Limburg, terwijl in de andere regio’s de budgetten

Ape 11

nieuwe stijl beter aansluiten bij de budgetten oude stijl. Deze afwijkingen zijn groter dan SCP in haar rapport presenteert (hoofdstuk 7 en verder). De reden hiervoor is dat SCP niet op budgettair niveau vergelijkt, maar op basis van gewogen aantal jeugdigen. Deze vergelijking is gebaseerd op de drie kenmerken ‘oude stijl’ enerzijds (jeugdige, allochtone jeugdige en jeugdige uit éénoudergezin) en de uitkomsten van het nieuwe verdeelmo-del anderzijds. De betekenis van deze vergelijking is echter beperkt, om-dat in de oude stijl slechts een klein deel van het budget verdeeld wordt op basis van deze drie verdeelkenmerken (het overgrote deel wordt ver-deeld op basis van historische uitgaven). Het ligt in de rede dat het CFJ niet overgaat tot volledige verdeling van de middelen op basis van het verdeelmodel. Toch geven de herverdeeleffec-ten in tabel 2.1 een indicatie van de aansluiting van de uitgaven en de budgetten berekend aan de hand van het SCP-model. Het is duidelijk dat deze aansluiting minimaal is voor de provincie Limburg. De vraag is, wat hiervan de oorzaak is. Is het beroep op de jeugdzorg in Limburg buiten-proportioneel groot? Als dat het geval is, wat is hiervan de oorzaak? Of ontbreken in het verdeelmodel enkele - voor Limburg relevante – facto-ren? Deze vragen komen in de volgende hoofdstukken aan bod.

2.3 Conclusies

Indien alle provinciale middelen voor de jeugdzorg (de uitkeringen bureau jeugdzorg en de uitkering zorgaanbod) worden verdeeld op basis van een nieuwe door het SCP ontwikkeld verdeelmodel, treden forse herverdeelef-fecten op. Vooral de provincie Limburg wordt in dat geval zwaar gekort op het budget (ongeveer 25%, wat overeenkomt met 25 mln. euro). Limburg wordt op afstand gevolgd door de regio’s Noord-Holland, Zeeland, Overijs-sel en Rotterdam, die kortingen van 3 tot 5% kunnen verwachten. De an-dere jeugdzorgregio’s gaan er op vooruit in het nieuwe verdeelmodel. Het is duidelijk dat de aansluiting van het nieuwe verdeelmodel op de uitgaven voor Limburg minimaal is. De vraag is, wat hiervan de oorzaak is. Deze vraag proberen wij in de volgende hoofdstukken te beantwoorden.

Ape 13

3 ANALYSE VAN HET SCP-MODEL

3.1 Inleiding

De middelen voor de jeugdzorg worden thans op de volgende manier over de jeugdzorgregio’s verdeeld (de regio’s zijn de twaalf provincies plus de drie stadsregio’s Amsterdam, Rotterdam en Haaglanden): Circa 80% van de middelen wordt verdeeld op basis van het aanwezige

zorgaanbod (historische budgettering). Circa 20% van de middelen wordt verdeeld op basis van kindfactoren,

zoals het aantal jeugdigen per regio (gewicht=1), jeugdigen uit eenou-dergezinnen (gewicht=2,69) en jeugdigen met een bepaalde etnische achtergrond (gewicht=2,395).7

Het SCP-model dat een aanzet vormt voor een nieuw verdeelmodel bevat de volgende verdeelkenmerken: aantal kinderen t/m 17 jaar (gewicht=1); percentage jongens (gewicht=2,05); percentage kinderen met een lage opleiding (gewicht=2,85);8 percentage gezinnen van niet-westerse afkomst (gewicht=1,60); percentage gezinnen met één ouder (gewicht=2,00); percentage gezinnen met een laag inkomen (gewicht=1,80).

Het SCP heeft het model geschat met gegevens uit het AVO 2007 (Aanvul-lend Voorzieningengebruik Onderzoek). Het AVO is een vierjaarlijks onder-zoek om gegevens te verkrijgen over het gebruik van een groot aantal maatschappelijke en culturele voorzieningen door de Nederlandse bevol-king. Het AVO berust op een uitgebreide enquête bij een betrekkelijk klei-ne steekproef onder de Nederlandse bevolking. In totaal worden rond de 6.000 huishoudens ondervraagd, waarvan alle gezinsleden ouder dan zes jaar een enquête invullen. Het totale aantal respondenten ligt rond de 15.000. De behoefte aan jeugdzorg wordt door het SCP gemeten aan de hand van twee scores: de SDQ-vragenlijst (Strengths and Difficulties Questionaire; Goodman et al. 1997) die in het kader van de AVO 2007 bij ouders van

7 Het betreft de extra middelen die vanaf 2004 voor de jeugdzorg beschikbaar

zijn gekomen. 8 Speciaal (basis)onderwijs en vmbo.

Ape 14

kinderen is afgenomen, en op basis van het antwoord van ouders op de vraag of zij zich zorgen maken over de opvoeding van hun kind(eren). Op basis van een combinatie van beide scores zijn kinderen als ‘probleemkin-deren’ aangemerkt. In totaal zijn 400 van de 2.620 geënquêteerde kinde-ren (15%) als probleemkinderen gekwalificeerd. Voor een deel daarvan - circa 250 kinderen - hebben de ouders professionele hulp gezocht. Een nog kleiner deel - ouders van circa 80 kinderen - komt terecht bij één van de bureaus jeugdzorg. Dit betekent dat ouders van circa 170 probleemkin-deren in andere takken van de (jeugd)hulpverlening terecht komen, zoals medische hulp, jeugd-GGZ, jeugd-LVG, preventief jeugdbeleid in het kader van de WMO of anderszins. Bij het SCP-model kan een groot aantal kanttekeningen worden geplaatst. Deze kanttekeningen komen in de volgende paragrafen aan de orde. We hebben de kanttekeningen onderverdeeld in inhoudelijke aspecten en sta-tistische aspecten.

3.2 Inhoudelijke aspecten

3.2.1 Behoeftemodel versus vraagmodel en schotten in de financiering

De schatting van verdeelmodellen berust in de regel op gegevens over de kosten of het gebruik. De reden daarvoor is dat verdeelmodellen moeten aansluiten bij de feitelijke situatie (geen extreme herverdeeleffecten) en dat de behoefte buitengewoon lastig is te operationaliseren (vergt vaak arbitraire veronderstellingen). Daarnaast leidt tot de toepassing van be-hoeftemodellen tot vertekende resultaten wanneer bij belendende voorzie-ningen juist verdeelmodellen worden gehanteerd die op de kosten of het gebruik zijn gebaseerd. Schotten in de financiering leiden in dat geval tot een onevenwichtige middelenverdeling. Dit probleem speelt nadrukkelijk in de jeugdzorg. De middelen voor de jeugd-GGZ worden bijvoorbeeld in het risicovereveningsmodel voor de zorgverzekeraars verdeeld op basis van een model dat geijkt is op het gebruik. De WMO voor gemeenten berust eveneens op het gebruik. De middelen voor de jeugd-LVG worden conform de AWBZ-systematiek vooral verdeeld op basis van de historische capaci-teit. Dat betekent dat een behoeftemodel alleen toepasbaar is als alle mid-delen voor de jeugdhulpverlening worden verdeeld via een dergelijk be-hoeftemodel. In onze analyse laten wij zien tot welke vertekeningen het voorgestelde verdeelmodel leidt.

Ape 15

Het SCP baseert zich voor de modelschattingen op het AVO 2007. Daar-door is het SCP in feite gedwongen om te kiezen voor een behoeftemodel. De steekproefomvang van het AVO 2007 is immers te beperkt om de mo-delschatting op de gebruikers van jeugdzorg te baseren. In het licht van het voorafgaande bezien, is het daarentegen opvallend dat het SCP kiest voor een verdeelmodel dat op behoefte is gebaseerd. Dat neemt overigens niet weg dat modellen die op het gebruik of de kosten zijn geijkt evenmin vrij zijn van problemen. Het SCP geeft aan voor een behoeftemodel te kie-zen omdat ‘het feitelijk gebruik niet afdoende indicatief is’ (pag. 2). Wachtlijsten en regionale verschillen in het aanbod van jeugdzorg bepalen mede de toegang en de hulpvorm. Vervolgens stelt het SCP dat de behoef-te veel minder dan het gebruik wordt beïnvloed door het regionale beleid en aanbod. Het is de vraag of dit juist is: ook de behoefte aan hulp van probleemkinderen en –gezinnen kan beïnvloed worden door het beleid en aanbod van professionele hulp, denk onder meer aan de aanwezigheid van residentiële voorzieningen. Bovendien wordt het regionale beleid en aan-bod mede beïnvloed door dezelfde factoren die het SCP ook in het ver-deelmodel heeft opgenomen.9 Belangrijker nog is dat het SCP-model niet specifiek is toegespitst op de situatie van de provinciale jeugdzorg. Bij de middelenverdeling over de provincies en stadsregio’s kunnen de verschillende vormen van professio-nele hulp in het SCP-model niet van elkaar worden onderscheiden. Dit kan leiden tot over- of ondercompensaties van specifieke provincies. Het SCP gaat er echter van uit dat ‘de behoeftes in alle provincies op dezelfde wijze leiden tot een vraag naar jeugdzorg’ (pag. 15). Dit is een boude aanname die op geen enkele wijze ondersteund wordt door empirische gegevens. Formeel zijn de verschillende soorten professionele jeugdhulp complemen-tair en worden alle indicaties hiervoor door Bureau Jeugdzorg gesteld. Uit Linschoten et al. (2008) blijkt echter dat de verschillende categorieën pro-fessionele hulp substitueerbaar zijn en dat de indicatiestelling door de ver-schillende Bureaus Jeugdzorg nog niet uniform verloopt. Vooral bij jeugdi-gen met een meervoudige problematiek is de keuze voor jeugdzorg, jeugd-GGZ, jeugd-LVG of WMO niet eenduidig. Verschillende Bureaus Jeugdzorg geven hier uiteenlopende interpretaties aan. Daarnaast verloopt het grootste deel van de jeugdindicaties voor de jeugd-GGZ en de jeugd-LVG (nog) niet via Bureau Jeugdzorg, maar via een huisarts of een MEE en het CIZ. Dit betekent dat de jeugdzorg, de jeugd-GGZ, de jeugd-LVG en de WMO (preventief jeugdbeleid) in de praktijk communicerende vaten zijn. Meer aanbod en gebruik van de één leidt tot minder aanbod en ge-

9 Er bestaat een correlatie tussen behoefte/vraag/gebruik en de kenmerken van

de (probleem)jeugd.

Ape 16

bruik van de ander. In de financiering van de voorzieningen bestaan ech-ter schotten. De jeugd-GGZ (inclusief de verslavingszorg) valt onder de Zorgverzekeringswet10 en komt dus voor rekening van de zorgverzeke-raars,11 de jeugd-LVG wordt overwegend bekostigd via de AWBZ en de WMO behoort tot het gemeentelijke domein, terwijl jeugdzorg juist betaald wordt uit de provinciale middelen.12 De samenwerking tussen de voorzie-ningen verschilt per regio, maar is in een aantal provincies zeer beperkt op het terrein van de jeugdzorg en jeugd-GGZ, zo blijkt uit een rapport van de Inspectie voor de Gezondheidszorg en de Inspectie Jeugdzorg (2006).13 Het is mogelijk dat in een specifieke provincie de behoefte aan hulpverle-ning vaker terecht komt bij de provinciale jeugdzorg dan in andere delen van het land; bijvoorbeeld doordat het aanbod van jeugd-GGZ of jeugd-LVG minder uitgebreid is.

3.2.2 Regionale patronen in de jeugdzorgindicaties en het gebruik van de jeugd-GGZ

Figuur 3.1 en figuur 3.2 brengen de prevalenties van respectievelijk jeugd-zorgindicaties en gebruik van jeugd-GGZ bij jongeren tot en met 17 jaar in kaart. De indicaties voor jeugdzorg zijn hoog in Flevoland, Zeeland, Noord-Brabant, Limburg, Haaglanden en Rotterdam. De prevalentie van de jeugd-GGZ is hoog in Amsterdam, Rotterdam, Den Haag, Utrecht en Gro-ningen (en in mindere mate in Noord-Brabant). Er lijkt in zes jeugdzorgre-gio’s sprake te zijn van wederkerigheid tussen de twee jeugdhulpverle-ningscircuits. In Limburg, Utrecht, Amsterdam, Zeeland, Flevoland en Gro-ningen hangt meer gebruik van de een samen met minder gebruik van de ander. In Noord-Brabant, Haaglanden en Rotterdam is de vraag naar beide relatief hoog, terwijl in Friesland, Noord-Holland en Overijssel de vraag naar beide relatief laag is. Gezien deze regionale verschillen in aanbod is het zeer onwaarschijnlijk dat de behoefte aan hulp in alle regio’s op de-zelfde manier wordt beantwoord. Ook een vergelijking van de prevalenties van jeugdzorgindicaties en het gebruik van jeugd-GGZ met de prevalenties

10 Merk op dat het in het voordeel is van zorgverzekeraars dat kinderen door

jeugdzorg behandeld worden en niet door de jeugd-GGZ. Weliswaar lopen zorgverzekeraars op dit moment nauwelijks financieel risico op de (jeugd)-GGZ, maar dit gaat in de komende jaren veranderen.

11 Alleen de kosten van een klinische opname na het eerste jaar komen voor re-kening van de AWBZ.

12 Daarnaast bestaan er nog andere schotten in de financiering, die van invloed zijn op het beroep op de provinciale jeugdzorg. Ook de jeugdbescherming en de jeugdreclassering worden apart bekostigd.

13 Het is voorstelbaar dat de relatie tussen jeugdzorg en jeugd-GGZ in de afgelo-pen jaren is verbeterd.

Ape 17

van gebruik van jeugd-LVG geeft meer inzicht in de wederkerigheid tussen de jeugdhulpverleningscircuits. Hierover hebben we geen informatie tot onze beschikking. Ondanks een aanvankelijke toezegging is de NZa niet bereid gebleken deze gegevens te leveren.

Figuur 3.1: Prevalentie van jongeren met een nieuwe indicatie jeugdzorg

zeer hooghoogmiddenlaagzeer laag

Bron: CBS (APE-bewerking)

Beide figuren ondersteunen onze eerdere conclusie dat een behoeftemodel alleen toepasbaar is als alle middelen voor de jeugdhulpverlening worden verdeeld via een dergelijk behoeftemodel. Gezien het feit dat bij belen-dende voorzieningen juist verdeelmodellen worden gehanteerd die op de

Ape 18

kosten of het gebruik zijn geijkt, leidt de keuze voor een behoeftemodel bij de provinciale jeugdzorg tot een onevenwichtige middelenverdeling over de provincies.

Figuur 3.2: Prevalentie van jongeren in de jeugd-GGZ

zeer hooghoogmiddenlaagzeer laag

Bron: GGZ Nederland (APE-bewerking)

3.2.3 Vraagmodel versus behoeftemodel en de niet-westerse allochtonen

Naast de wederkerige relatie tussen de diverse jeugdvoorzieningen in de regio’s bestaat er een tweede probleem met de schatting van een behoef-

Ape 19

temodel in plaats van een vraagmodel. Het is mogelijk dat een specifieke groep mensen weliswaar meer behoefte heeft aan hulp (dus vaker in de problemen zitten), maar niet vaker om hulp vragen. Als het aandeel van deze groep mensen sterk uiteenloopt per jeugdzorgregio, dan worden sommige provincies gecompenseerd voor jeugdzorg waar niet om ge-vraagd wordt. De niet-westerse allochtonen leveren de belangrijkste bijdrage aan de probleemscores, die het SCP als uitkomstmaat hanteert (zie tabel 2 van het SCP-rapport). De reden voor het grote effect van de niet-westerse al-lochtonen is dat de variatie in het percentage niet-westerse allochtonen groot is tussen de jeugdzorgregio’s (vergelijk dit bijvoorbeeld met de vari-atie in het percentage jongens, dat in alle jeugdzorgregio’s nagenoeg ge-lijk is). Het gevolg is dat de regio’s met veel niet-westerse allochtonen (Flevoland en de drie stadsregio’s) een probleemscore krijgen die boven het landelijke gemiddelde ligt, terwijl de probleemscore van alle andere regio’s onder het landelijke gemiddelde ligt. Limburg scoort zelfs 5% lager dan het landelijke gemiddelde, omdat in Limburg relatief weinig niet-westerse allochtonen wonen. De vraag is of deze zeer dominante rol van de niet-westerse allochtonen bij de middelenverdeling te rechtvaardigen is. We vinden in de gegevens van AVO 2003 een zwak, maar negatief ver-band (-0,04) tussen niet-westerse allochtonen en gebruik van een van de jeugdvoorzieningen. Dit betekent dat niet-westerse allochtonen relatief minder vaak gebruik maken van jeugdvoorzieningen. Hoe kunnen we dit verklaren? Mogelijk zijn de respondenten in het AVO 2003 anders of min-der representatief dan de respondenten in het AVO 2007. Als dit het geval is, kan de vraag gesteld worden of het AVO geschikt is als basis voor een verdeelmodel. Een tweede mogelijkheid is dat niet-westerse allochtonen op relatief oudere leeftijd met jeugdzorg in contact komen (na het vijftien-de jaar).14 Een derde, en meest waarschijnlijke verklaring is dat niet-westerse allochtonen weliswaar vaker problemen hebben (aangetoond door hoge scores op de SDQ-vragenlijst), maar veel minder vaak psychi-sche hulp zoeken of accepteren. Landelijke onderzoeken wijzen in deze richting (Bellaert en Azrar 2003 en Verstraten en Van Halen 2006). Niet-westerse allochtonen ervaren een aantal drempels bij de toegang tot de (vrijwillige) jeugdzorg. Deze drempels zijn: slechte bekendheid met de jeugdzorg, negatief beeld en wantrouwen, schaamcultuur, individualisti-sche benaderingswijze van de Nederlandse jeugdzorg, weinig allochtone

14 De correlatie tussen niet-westerse allochtonen en het gebruik van jeugdvoor-

zieningen (-0,04) is gebaseerd op kinderen van 0-15 jaar.

Ape 20

medewerkers, onvoldoende aansluiting bij de culturele achtergrond, en andere (verkeerde) verwachtingen over de jeugdzorg. Omdat het SCP de gewichten van model 3 (vraag in enge zin) niet heeft gepresenteerd in het rapport, kunnen we deze hypothese niet staven met de gegevens van AVO 2007. Het is uiteraard de vraag of de jeugdhulpverlening zich moet neerleggen bij deze situatie. Het is voorstelbaar dat de jeugdhulpverlening het tot haar taak rekent om meer allochtone jongeren te bereiken die problemen hebben, maar de tot dusverre geen hulp krijgen. Ook is het voorstelbaar dat Bureaus Jeugdzorg en andere hulpverleningsinstanties extra middelen nodig hebben om de groep allochtone jongeren te bereiken. Gezien de dis-crepantie tussen gebruik en behoefte is het echter niet reëel dat de niet-westerse allochtonen de belangrijkste factor vormen waarmee de middelen voor de provinciale jeugdzorg verdeeld worden.

3.2.4 Sekseverschillen in combinatie met leeftijd

Het is opmerkelijk dat het SCP enkele belangrijke resultaten niet aan an-dere landelijke Nederlandse onderzoeken toetst die gebruik maken van de SDQ. Het Trimbos Instituut bijvoorbeeld heeft – overigens in samenwer-king met het SCP - de SDQ afgenomen onder 7.187 leerlingen van basis- en middelbaar onderwijs in het kader van de Health Behavior in School-aged Children (HBSC 2005). Het aantal kinderen in deze steekproef is veel groter dan in de steekproef van het AVO 2007, dat slechts 2.620 kinderen bevat. De resultaten van de twee onderzoeken kunnen goed worden ver-geleken, omdat dezelfde ‘afkapscores’ gebruikt zijn voor probleemgedrag (15% van de hoogste scores). Uit het HBSC-onderzoek blijkt dat meisjes in de middelbare schoolleeftijd een veel hogere ‘probleemscore’ hebben dan jongens (Dorsselaer et al. 2007). Bij twaalf- en dertienjarigen rappor-teren meisjes twee tot drie keer zo veel emotionele problemen als jon-gens, en bij zestienjarigen hebben meisjes zelfs ruim vijf keer zo vaak emotionele problemen als jongens (33% versus 6%). Jongens vertonen wel vaker gedragsproblemen; het verschil tussen de seksen in gedrags-problemen is echter groter op basisschoolleeftijd dan erna.15 Meisjes zijn echter ondervertegenwoordigd in alle sectoren van de jeugdhulpverlening (Van Kempen en Zeijl 2009). Meisjes in de middelbare schoolleeftijd vor-men dus – naast de niet-westerse allochtonen – een tweede groep waarbij een grote latente behoefte niet tot uitdrukking komt in een grotere

15 De HBSC 2002 rapporteert soortgelijke resultaten, terwijl een andere vragen-

lijst is afgenomen (de Youth Self Report). Zie Ter Borgt et al. (2003).

Ape 21

vraag.16 Een verklaring hiervoor is dat meisjes vaker problemen internali-seren (bijvoorbeeld zich angstig of depressief terugtrekken), terwijl jon-gens problemen externaliseren (bijvoorbeeld agressief gedrag vertonen). Het is duidelijk dat de omgeving meer last heeft van externaliserend pro-bleemgedrag. Daardoor komen jongens vaker terecht bij jeugdhulpverle-ning. Gegeven deze resultaten, is een interactie-effect tussen leeftijd en ge-slacht geschikter dan alleen een hoofdeffect van geslacht.17 We verwach-ten immers een grotere behoefte bij meisjes van middelbare schoolleeftijd, en een grotere behoefte bij jongens van lagere schoolleeftijd. Op basis van het SDQ rapporteert het SCP alleen een grotere behoefte van jongens. De vraag is hoe dit resultaat verklaard kan worden. Gezien het bereik van de leeftijdscategorieën, bevat het AVO meer lagere schoolkinderen (4-11 jaar) dan adolescenten (12-17 jaar). Het is mogelijk dat de numeriek gro-tere groep lagere schoolkinderen de resultaten in het voordeel van de jon-gens beslist. Een tweede oorzaak is mogelijk gerelateerd aan het verschil tussen zelfrapportage en rapportage door ouders. In AVO 2007 is de SDQ door de ouders ingevuld. Er kunnen grote verschillen bestaan tussen zelf-rapportage en rapportage door ouders (Verhulst et al. 1997; De Bildt et al. 2003), omdat ouders lang niet altijd weten waar hun kinderen last van hebben. Aangezien externaliserend probleemgedrag veel meer in het oog van de omgeving loopt, is het goed mogelijk dat ouders dit gedrag wel scoren, maar internaliserend probleemgedrag over het hoofd zien. Dit kan een tweede verklaring zijn voor de hogere prevalentie van het probleem-gedrag bij jongens in het AVO. We missen in het SCP-onderzoek nadrukkelijk een kritische blik op de ei-gen resultaten. Vooral als resultaten niet in overeenstemming zijn met landelijke onderzoeken, is een verantwoording van de resultaten en ge-bruikte methodiek een eerste vereiste. Dit is niet alleen belangrijk vanuit wetenschappelijk oogpunt, maar ook belangrijk vanuit het beleidsmatige perspectief dat op basis van de resultaten van het model circa een miljard euro voor de provinciale jeugdzorg moet worden verdeeld.

16 In tegenstelling tot de niet-westerse allochtonen heeft de grotere behoefte van

meisjes of jongens in een bepaalde leeftijdscategorie nauwelijks effect op de probleemscores op provinciaal niveau, omdat de variatie in percentage jongens tussen jeugdzorgregio’s minimaal is (in elke jeugdzorgregio is ongeveer 51% van de jeugdigen van het mannelijk geslacht).

17 In de risicovereveningssystematiek van de Zorgverzekeringswet wordt zowel voor de somatische zorg als voor de curatieve GGZ wel met dergelijke interac-tie-effecten rekening gehouden.

Ape 22

3.2.5 Gezondheidsfactoren

Het SCP-onderzoek meldt dat gezondheidsvariabelen niet relevant zijn voor de behoefte aan jeugdhulpverlening. Dit is zeer verrassend, omdat de aanwezigheid van psychische problematiek bij het kind een belangrijke re-den is om professionele hulp in te schakelen. Daarnaast heeft het lichame-lijk of geestelijk disfunctioneren van een ouder invloed op het welbevinden van een kind. Gezien de beperkte omvang van de steekproef kan deze conclusie van het SCP ook voortkomen uit een gebrek aan statistisch on-derscheidingsvermogen door een gering aantal ‘positieve’ waarnemingen per provincie. Het is goed voorstelbaar dat een deel van de negatieve herverdeeleffecten in Limburg ten gevolge van het SCP-model verband houden met de afwe-zigheid van gezondheidsfactoren in het verdeelmodel. Recent onderzoek van APE naar de verdeling van de gelden voor de WMO toont aan dat het percentage mensen in Limburg met chronische aandoeningen fors is (No-tenboom et al. 2008). De Limburgse bevolking is in het algemeen onge-zonder dan de bevolking in andere delen van het land, en doet een groter beroep op zorgvoorzieningen en andere vormen van hulpverlening. Om te onderzoeken of gezondheidsfactoren samenhangen met het gebruik van de jeugdzorg, berekenen we correlaties tussen deze twee sets van factoren. De correlatie is een maatstaf voor de (lineaire) samenhang tus-sen twee sets factoren. Bij een perfecte samenhang heeft de correlatieco-efficiënt de waarde 1 of -1, terwijl bij de afwezigheid van enige samen-hang de correlatiecoëfficiënt gelijk is aan 0. We berekenen correlaties tus-sen enerzijds het beroep op jeugdvoorzieningen, en jeugdzorg en jeugd-GGZ, en anderzijds enkele gezondheidsmaten.18 Deze gegevens zijn be-schikbaar in het AVO 2003. Gezondheidsmaten die we in deze analyse meenemen zijn: een langdurige aandoening/handicap bij het kind of (een van) de ouder(s), angst of bezorgdheid gedurende de afgelopen twee we-ken bij het kind of (een van) de ouder(s), somberheid of depressie gedu-rende de afgelopen twee weken bij het kind of (een van) de ouder(s), de algehele gezondheid van het kind of (een van) de ouder(s), en arbeidson-geschiktheid bij een van de ouders. Het gebruik van jeugdhulpverlening is in het AVO 2003 alleen gescoord bij kinderen tot en met vijftien jaar, dus kinderen van zestien en zeventien jaar zijn noodgedwongen uitgesloten in deze analyse. De factor ‘gebruik van één van de jeugdvoorzieningen’ be-treft gebruik van één of meer van de volgende instanties: kindertelefoon,

18 Omdat een aantal variabelen op ordinaal niveau gemeten zijn, gebruiken we

Kendall's tau als correlatiemaat.

Ape 23

kinderrechtswinkel, schoolpsycholoog, schoolmaatschappelijk werk, jon-gereninformatiepunt, bureau voor de jeugdhulpverlening (JAC, Release), jeugd-GGZ of jeugdzorg. De samenhang tussen de gezondheid van het kind en het gebruik van jeugdzorg en jeugd-GGZ is positief en significant, hoewel de correlatieco-efficiënten niet hoog zijn (zie tabel 3.1). Dit betekent dat meer gezond-heidsklachten bij het kind gepaard gaan met een groter beroep op de jeugdzorg en/of de jeugd-GGZ of andere jeugdvoorzieningen. Gezond-heidsklachten bij een van de ouders zijn eveneens gerelateerd aan het ge-bruik van een jeugdvoorziening, waaronder jeugdzorg en jeugd-GGZ. Dit geldt vooral voor psychische klachten bij ouders. Arbeidsongeschiktheid van een van de ouders is volgens de analyse niet gerelateerd aan zorgge-bruik van het kind of aan ervaren opvoedingsproblemen.

Tabel 3.1: Correlaties tussen gezondheidsfactoren en gebruik van jeugd-voorzieningen

Gebruik één van de jeugdvoorz.

Gebruik jeugdzorg

Gebruik jeugd-GGZ

Lijden aan een langdurige aandoe-ning/ handicap kind

0,16** 0,06** 0,16**

Klachten angst/bezorgdheid kind 0,19** 0,10** 0,15** Klachten somberheid/depressie kind 0,22** 0,10** 0,15** Algehele gezondheid kind 0,11** 0,05* 0,06** Lijden aan een langdurige aandoe-ning/ handicap ouder

0,02 0,04 0,02

Klachten angst/bezorgdheid ouder 0,14** 0,09** 0,11** Klachten somberheid/depressie ouder 0,09** 0,06** 0,07** Algehele gezondheid ouder 0,06** 0,01 0,03 Arbeidsongeschiktheid ouder 0,03 0,03 0,02 ** significant p<0,01 * significant p<0,05

Bron: AVO 2003 (APE-bewerking)

De correlaties in tabel 3.1 zijn enkelvoudig. Dat betekent dat ze niet in on-derlinge samenhang zijn berekend. Bij de schatting van een verdeelmodel wordt wel rekening gehouden met onderlinge samenhangen. Daardoor kunnen in het model een of meer gezondheidsfactoren overbodig blijken te zijn. Het is echter volstrekt onwaarschijnlijk dat alle gezondheidsfactoren

Ape 24

irrelevant zijn (dit is in het AVO 2003 evenmin het geval, zie verder para-graaf 4.3). Het is eveneens onwaarschijnlijk dat de gezondheidsfactoren – die in het AVO 2003 relevant zijn – geen opgeld doen voor het AVO 2007. We hebben daarom vraagtekens bij het verdeelmodel van het SCP op het punt van de afwezigheid van gezondheidsfactoren. Psychische klachten bij het kind zijn mogelijk niet zinnig in een behoeftemodel (je verklaart dan psychische klachten uit psychische klachten), maar dit geldt niet voor chronische aandoeningen of klachten bij de ouders. Het ligt in de rede dat ten minste een deel van het negatieve herverdeeleffect voor Limburg ver-klaard kan worden door de afwezigheid van gezondheidsfactoren in het verdeelmodel.

3.3 Statistische aspecten

3.3.1 Inleiding

In deze paragraaf gaan we in op problemen en statistische onvolkomenhe-den die aan het SCP-model kleven. Deze paragraaf heeft noodgedwongen een enigszins technisch karakter. Toch is deze paragraaf belangrijk, omdat het SCP-model behept is met een aantal statistische onvolkomenheden. We gaan nader in op de gehanteerde definitie van behoefte, representati-viteit en omvang van de steekproef, de (vermeende) lineariteit van het model, de wijze waarop de resultaten van het verdeelmodel zijn vertaald naar het provinciaal niveau, de classificatie van probleemkinderen, en het feit dat meer kinderen per gezin in de analyse zijn opgenomen.

3.3.2 Definitie van behoefte

Het SCP heeft ‘behoefte’ geoperationaliseerd op basis van twee variabelen: een hoge score op de SDQ, en/of het antwoord op de vraag of de ouder zich zorgen maakt over de opvoeding van een (van de) kind(eren). Deze laatste vraag is in AVO 2007 niet uitgesplitst naar kind. Dit is problema-tisch als het gezin meer kinderen telt. Indien meer kinderen in een gezin voorkomen, en indien de ouder zich zorgen maakt, terwijl geen van de kinderen een hoge SDQ-score heeft, kan niet worden bepaald welk kind het probleemkind is. SCP heeft in deze gevallen willekeurig een van de kinderen van het gezin als probleemkind bestempeld19. Het effect hiervan

19 Deze informatie is niet terug te vinden in het SCP-rapport, maar is ons meege-

deeld door het SCP.

Ape 25

is dat de gewichten die op kindniveau gemeten zijn (geslacht, lage oplei-ding en andere), worden verstoord. Dit effect is naar verwachting substan-tieel, omdat volgens een opgave van het SCP maar liefst ruim 20% (86 van de 400) van de probleemkinderen willekeurig als probleemkind blijkt bestempeld te zijn. Het is naar onze mening veel zuiverder om de meting van de behoefte te beperken tot een hoge score op de SDQ. Ten slotte kan een ouder zich ook zorgen maken over de opvoeding vanwege eigen depressiviteit, ongezond-heid of gebrek aan opvoedkundige vaardigheden, en niet omdat er iets mis is met het kind.

3.3.3 Representativiteit en omvang van de steekproef

De schattingen van het SCP-model berusten op een zeer beperkte steek-proef, zeker in verhouding tot de omvang van het beroep op de provinciale jeugdzorg. De omvang en de regionale representativiteit van het AVO 2007 is zonder meer te beperkt om aan de gangbare eisen van een ver-deelmodel te voldoen. In totaal worden slechts 400 kinderen van de 2.620 ondervraagde kinderen door het SCP als probleemkinderen aangemerkt. Het gevaar dat deze probleemkinderen niet representatief zijn naar risico-kenmerken of regio is groot. In dat geval zijn de gevonden verbanden tus-sen probleemkinderen en risicokenmerken niet valide. Het SCP-rapport geeft geen duidelijk uitsluitsel over de vraag of de pro-bleemkinderen evenwichtig over de regio’s gespreid zijn. Als de enquête onvoldoende representatief is voor de samenstelling van de Nederlandse jeugd (naar probleemsituatie, regio, etniciteit, opleiding, inkomenssituatie en sociaal-economische status) heeft dit zonder meer consequenties voor de gewichten van het verdeelmodel. Deze sluiten dan minder goed bij de feitelijke situatie in de verschillende provincies en stadsregio’s. Het is op-vallend dat het SCP in het geheel niet heeft geprobeerd gebruik te maken van registraties van de jeugdzorg en deze te koppelen aan informatie uit de GBA en andere relevante gegevensbronnen. Dit type koppelingen vindt bijvoorbeeld wel plaats bij de opstelling van het risicovereveningsmodel voor de Zorgverzekeringswet, dat berust op gegevens van vrijwel de gehe-le Nederlandse bevolking.20

20 APE koppelt op persoonsniveau via het (gepseudonimiseerde Burger Service

Nummer) bijvoorbeeld informatie over het beroep op de GGZ (inclusief jeugd GGZ) aan GBA-informatie, inkomensinformatie van de Belastingdienst, infor-matie over de uitkeringsstatus van het UWV, en informatie over verzekerden en hun zorgkosten van de zorgverzekeraars (Van Asselt et al. 2008).

Ape 26

Figuur 3.3: Prevalentie jongeren in een residentiële instelling

zeer hooghoogmiddenlaagzeer laag

Bron: Verweij-Jonker Instituut, Kinderen in Tel 2008 (bewerking APE)

Ten slotte worden in het AVO alleen kinderen die in het gezin zelf verblij-ven in het onderzoek betrokken. Kinderen uit het gezin die uit huis zijn geplaatst, in het bijzonder kinderen die in een instelling verblijven, hebben niet deelgenomen aan het onderzoek. In het AVO wordt evenmin rekening gehouden met eventuele verschillen in het aantal plaatsen in residentiële instellingen tussen provincies. In sommige provincies bevinden zich – door historische omstandigheden – relatief veel residentiële instellingen voor

Ape 27

jongeren (zie figuur 3.3).21 Dat tast de regionale representativiteit van het AVO aan.

3.3.4 Lineariteit van het model en doorvertaling naar provinciaal niveau

Verdeelmodellen zijn in de regel lineair (dit geldt onder meer voor het risi-covereveningsmodel voor de Zorgverzekeringswet en het model voor de Wet Werk en Bijstand). De reden daarvoor is dat lineaire modellen een aantal belangrijke voordelen kennen. Een daarvan is dat de uiteindelijke score op twee manieren berekend kan worden: 1. De gewichten van de risicokenmerken kunnen worden opgeteld over de

kinderen. Het totaal geeft de uiteindelijke ‘probleemscore’. 2. De gewichten kunnen op geaggregeerd niveau opgeteld worden (bij-

voorbeeld op het niveau van jeugdzorgregio). Dit is vooral handig als op geaggregeerd niveau wel randtotalen beschikbaar zijn (bijvoorbeeld aantal niet-westerse allochtonen, aantal laagopgeleiden), maar niet de combinaties van deze kenmerken (het aantal niet-westerse allochtonen dat laag opgeleid is).

Een bijkomend voordeel van lineariteit is dat het model bestendig is tegen provinciale of gemeentelijke herindelingen of tegen fusies tussen zorgver-zekeraars. Het SCP heeft een logistisch model (kans wel/geen probleemkind) geschat op basis van enquêtegegevens uit AVO 2007. Een logistisch model is ech-ter geen lineair model. Dit betekent dat de bovenstaande optie 2 geen be-gaanbare route is. De afzonderlijke gewichten van een logistisch model kunnen dus niet worden vertaald naar een geaggregeerd niveau (jeugd-zorgregio’s). Het SCP gebruikt de – op individueel niveau – geschatte ge-wichten daarentegen wel om op het niveau van de jeugdzorgregio’s pro-bleemscores te berekenen. Dit leidt tot foutieve schattingen van het aantal probleemkinderen. De vertaling van de schattingsresultaten van een niet-lineair model naar het provinciale niveau is statistisch onverantwoord. Naar verwachting is de fout bij de doorvertaling naar het provinciale ni-veau het grootst naarmate in een regio de risicokenmerken bij een beperkt aantal kinderen samenkomen (bijvoorbeeld niet-westerse allochtone jon-gens die laag opgeleid zijn en afkomstig zijn uit een huishouden met een laag inkomen). Bij een cumulatie van risicokenmerken bij een beperkte

21 De gegevens zijn gebaseerd op gemeente waarin de instelling is gevestigd, niet

de gemeente waar het kind oorspronkelijk vandaan komt.

Ape 28

groep kinderen in een aantal regio’s is het goed mogelijk dat in die regio’s het aantal probleemkinderen op geaggregeerd niveau sterk overschat wordt (bijlage A geeft een rekenvoorbeeld). Het SCP-rapport geeft aan dat combinaties van risicokenmerken niet statistisch significant zijn. Gezien de omvang van de steekproef is dit niet verwonderlijk. Zelfs al zouden risico-kenmerken op basis van landelijke gegevens niet statistisch significant zijn, dan blijft de mogelijkheid bestaan dat in bepaalde regio’s de risico-kenmerken niet evenwichtig gespreid zijn over kinderen, maar in een be-perkte groep samenkomen. De onzuiverheid van de resultaten blijft daar-mee bestaan. De doorvertaling van de schattingsresultaten is bovendien niet eenduidig. Een alternatieve methode is om op basis van de geschatte kans op pro-bleemkind en een beslisregel sommige kinderen als probleemkind te be-stempelen (bijvoorbeeld bij geschatte kans groter dan 0,85 is het kind een probleemkind). Vervolgens kan een percentage probleemkinderen bere-kend worden op provinciaal niveau. Zie voor een illustratie van deze me-thode paragraaf 4.4. Op basis van dit percentage probleemkinderen per jeugdzorgregio kunnen provinciale middelen verdeeld worden. Deze me-thode trekt een wissel op de (regionale) representativiteit van het AVO, maar is wel statistisch verantwoord.

3.3.5 Verklaringskracht van het model

Het SCP rapporteert slechts summiere informatie over de kwaliteit van het geschatte model. De verklaringskracht van het model bedraagt 7%; dit is buitengewoon laag (zeker in verhouding tot het beperkte aantal waarne-mingen) en impliceert dat in het SCP-model belangrijke verklarende varia-belen ontbreken. Op grond van onze ervaring zijn wij van mening dat het technisch haalbaar is om de verklaringskracht minimaal te verdrievoudi-gen.22 Nu wordt maar liefst 93% van de variatie tussen de kinderen niet door het model verklaard. Dat is niet acceptabel voor een verdeelmodel. De vraag is verder welk deel van de kinderen door het model correct als probleemkind of niet-probleemkind wordt geclassificeerd. En belangrijk voor een regio als Limburg is de vraag in hoeverre het model Limburgse kinderen goed classificeert. Dit heeft het SCP niet onderzocht. Op basis van de analyse van het AVO 2003 zien we dat slechts 30% van de pro-

22 De verklaringskracht van het risicovereveningsmodel voor de Zorgverzeke-

ringswet, dat eveneens op persoonsniveau (maar dan voor vrijwel de gehele Nederlandse bevolking) geschat wordt, ligt rond de 22%.

Ape 29

bleemkinderen daadwerkelijk door het model als probleemkind geclassifi-ceerd wordt (zie verder paragraaf 4.3). Dit is te weinig, en suggereert dat een aantal relevante factoren in het model ontbreekt.

3.3.6 Meer kinderen per gezin

Een ander probleem met het gebruik van enquêtegegevens in deze vorm heeft betrekking op het feit dat alle kinderen in een gezin in de analyse worden betrokken. Deze kinderen vertonen meer gelijkenis met elkaar dan willekeurige kinderen. Kinderen uit hetzelfde gezin zijn dus op een aantal variabelen (in ieder geval de gezinsvariabelen, maar mogelijk ook op een aantal andere) sterk gecorreleerd. Het SCP geeft in het onderzoeksrapport geen melding van eventuele correcties voor deze correlaties. Het achter-wege laten van een correctie voor deze correlaties kan leiden tot een on-zuivere schatting van de waarde van de gewichten (bias).23 De consequen-tie hiervan kan zijn dat de gewichten niet kloppen en/of de selectie van de factoren niet juist is, omdat de bijbehorende waarschijnlijkheden niet ade-quaat geschat zijn.

3.4 Conclusies

De benadering van het SCP stoelt op een (te) groot vertrouwen in het ge-hanteerde meetinstrument, de gebruikte gegevens, en de modelschattin-gen. Onze kritiek spitst zich toe op acht punten: 1. Het SCP-model is een behoeftemodel en geen vraagmodel. Verdeelmo-

dellen (WMO) of vereveningsmodellen (curatieve GGZ) van belendende jeugdhulpverleningcircuits worden geschat op basis van het gebruik (of de kosten) en niet op basis van de behoefte. Het is wenselijk dat het verdeelmodel voor de jeugdzorg bij deze bestaande praktijk aansluit. We achten de toepassing van een behoeftemodel alleen mogelijk indien daarmee alle middelen voor jeugdhulpverlening worden verdeeld. Nu bestaan allerlei schotten in de jeugdhulpverlening; de jeugd-GGZ wordt bijvoorbeeld gefinancierd uit de Zorgverzekeringswet, en de jeugd-LVG wordt gefinancierd uit de AWBZ. Gezien regionale verschil-len in aanbod van belendende jeugdhulpverleningscircuits, is het on-waarschijnlijk dat de behoefte aan hulp in alle jeugdzorgregio’s op de-zelfde wijze wordt beantwoord. We zien in een groot aantal regio’s dat

23 In jargon: een schending van de statistische veronderstelling van onafhanke-

lijkheid van waarnemingen. We kunnen zonder verder empirisch onderzoek niet op voorhand aangeven hoe groot de bias is.

Ape 30

bijvoorbeeld veel nieuwe indicaties jeugdzorg gepaard gaan met weinig gebruik van de jeugd-GGZ, en vice versa. Daarmee is de legitimiteit van een behoeftemodel (in plaats van een model gebaseerd op daad-werkelijk gebruik van jeugdzorg) zeer voor discussie vatbaar.

2. Een tweede probleem met het gebruik van een behoeftemodel in plaats van een vraagmodel vormen de niet-westerse allochtonen, die welis-waar behoefte kunnen hebben aan (vrijwillige) jeugdhulp, maar daar relatief minder vaak gebruik van maken. De niet-westerse allochtonen vormen de belangrijkste factor bij de middelenverdeling, omdat de va-riatie tussen de jeugdzorgregio’s in het aandeel niet-westerse allochto-nen het grootst is (veel groter dan andere factoren zoals het aandeel jongens). Het resultaat is dat Flevoland en de drie stadsregio’s boven-gemiddelde probleemscores krijgen, terwijl de andere provincies bene-dengemiddeld scoren. Indien een flinke discrepantie bestaat in vraag en behoefte aan hulp bij niet-westerse allochtonen, is het moeilijk ver-dedigbaar dat deze factor de belangrijkste rol speelt bij de middelen-verdeling.

3. Een aantal relevante factoren ontbreken in het SCP-model. Er bestaat een positief, significant verband tussen gezondheid en vraag naar jeugdvoorzieningen, waaronder de jeugdzorg. Zowel de gezondheid van ouders als die van jeugdigen zelf zijn belangrijk. Gezondheidsfac-toren ontbreken in het SCP-model.

4. Het SCP operationaliseert de behoefte aan de hand van een score op de SDQ en aan de hand van het antwoord van ouders op de vraag of zij zich zorgen maken over de opvoeding van hun kind(eren). Proble-matisch aan deze laatste variabele is dat deze niet is uitgesplitst naar kind (als er meer kinderen in een gezin zijn). Het SCP heeft – indien de SDQ geen kind uit het gezin als probleemkind uitwijst - willekeurig een kind uit het gezin tot probleemkind bestempeld. Het betreft ruim 20% van de probleemkinderen. Dit leidt tot een verstoring van de gewichten van de factoren die op kindniveau gemeten zijn.

5. In het SCP-rapport ontbreekt een elementaire toets van de resultaten aan andere, landelijke onderzoeken waarin de SDQ is gebruikt. Zo is een interactie-effect tussen leeftijd en geslacht te verwachten op grond van de resultaten van het HBSC (2002 en 2005). Uit deze onderzoeken komt naar voren dat jongens van lagere schoolleeftijd en meisjes van middelbare schoolleeftijd hoge probleemscores hebben. Een verant-woording voor het hoofdeffect in het SCP-verdeelmodel dat in het voordeel van jongens is, ontbreekt.

6. Het SCP-rapport geeft geen relevante informatie over representativiteit van de steekproef, spreiding van de probleemkinderen over de regio’s, en kwaliteit van de resultaten van het model in termen van juist ge-

Ape 31

classificeerde kinderen. Dat bemoeilijkt de beoordeling van de schat-tingsresultaten. Gezien de kleine steekproef waarop de modelschattin-gen van het SCP berusten, mag echter worden verwacht dat en regio-nale representativiteit tekortschiet en dat de geschatte modelgewich-ten onvoldoende recht doen aan regionale verschillen.

7. De modelschatting en de vertaling van de resultaten naar het provinci-ale niveau zijn behept met een aantal statistische onvolkomenheden. Ten eerste is de wijze van doorvertaling van de afzonderlijke gewichten naar het provinciale niveau alleen mogelijk bij een lineair model. Het SCP-model is echter geen lineair model. Ten tweede wordt geen reke-ning gehouden met correlaties tussen gezinsleden. Dit kan leiden tot onjuiste schattingen van de waarschijnlijkheden van de gewichten en tot een onjuiste selectie van relevante factoren.

8. De doorvertaling van de modelresultaten naar het niveau van de jeugdzorgregio’s is niet eenduidig, gebaseerd op discutabele keuzes.

Gezien bovenstaande kritiekpunten vinden wij dat de kwaliteit van het SCP-model op dit moment aantoonbaar tekortschiet. In de huidige vorm is het voorgestelde verdeelmodel ongeschikt om de middelen voor de jeugd-zorg te verdelen. De negatieve uitkomsten voor de provincie Limburg han-gen samen met kritiekpunten 1, 2 en 3, aangezien de provincie Limburg relatief veel aanbod van voorzieningen heeft, relatief weinig niet-westerse allochtonen telt, en een relatief ongezonde bevolking kent.

Ape 33

4 CONSISTENTIE EN STABILITEIT VAN HET

VERDEELMODEL

4.1 Inleiding

Een belangrijke eis die aan verdeelmodellen gesteld moet worden, is dat de resultaten robuust over de jaren heen zijn. Dit betekent dat dezelfde resultaten dienen te worden verkregen, ongeacht type gegevensbestand, respondenten of jaar van gegevensverzameling. De vraag is of dit ook geldt voor modelschattingen op basis van het AVO. Om een indicatie te krijgen van de stabiliteit van de resultaten, schatten we een model op ba-sis van het AVO 2003, de meest recente dataset voorafgaande aan het AVO 2007. Tevens onderzoeken we in hoeverre het verdeelmodel kan worden verbeterd door de toevoeging van extra kenmerken, zoals gezond-heidsfactoren.

4.2 Bewerkingen van het AVO 2003

Het AVO 2003 wijkt op een belangrijk punt af van het AVO 2007, dat het SCP heeft gebruikt om het verdeelmodel voor de jeugdzorg te schatten. De SDQ-vragenlijst is in 2003 niet afgenomen, zodat wij niet op precies dezelfde wijze het aantal probleemkinderen kunnen definiëren. We base-ren ons daarom op het gebruik van één of meer jeugdvoorzieningen, waaronder de kindertelefoon, kinderrechtswinkel, schoolpsycholoog, schoolmaatschappelijk werk, jongereninformatiepunt, bureau voor de jeugdhulpverlening (JAC, Release), jeugd-GGZ of jeugdzorg. Deze gege-vens worden door de kinderen zelf gescoord.24 We nemen in het model het gebruik van alle jeugdvoorzieningen op (en niet alleen gebruik jeugdzorg), zodat het aantal gebruikers niet te klein is.

24 Een nadeel van deze variabele is dat het invullen van vragenlijsten door (jon-

ge) kinderen onbetrouwbare resultaten op kan leveren. Een alternatief is ana-lyseren in hoeverre ouders zich zorgen maken over de opvoeding van hun kin-deren (SCP noemt dit het vraagmodel in ruime zin). Deze variabele heeft ech-ter een ander, nog belangrijker nadeel: de variabele is in AVO 2003 niet uitge-splitst naar kind, waardoor alle kinderen in een gezin dezelfde score krijgen. (Overigens geldt dit ook voor AVO 2007. De problemen die wij daarbij signale-ren, zijn weergegeven in paragraaf 3.3.2).

Ape 34

Allereerst schatten we een model met de factoren die het SCP opgeeft: geslacht van het kind, lage opleiding van het kind, niet-westerse allochto-nen, eenoudergezin en laag inkomen. We hanteren de CBS-definitie van niet-westerse allochtonen: een kind is een niet-westerse allochtoon als ten minste één van de ouders van niet-westerse afkomst is. Verder kunnen we de factor lage opleiding niet precies reconstrueren aan de hand van de de-finitie die het SCP-rapport geeft. Daarom benaderen we lage opleiding door het volgen van speciaal onderwijs, dus speciaal basisonderwijs en speciaal voortgezet onderwijs, en/of praktijkschool. We hebben ook enige bewerkingen verricht op de inkomensgegevens. In AVO 2003 zijn de inkomensgegevens alleen in klassen gegeven; om de-cielgrenzen te berekenen hebben we noodgedwongen de klassemiddens genomen. Van de 1.179 huishoudens die in de analyse zijn opgenomen, hebben 118 (circa 10%) geen inkomensgegevens verstrekt. Het vermoe-den bestaat dat de gezinnen die geen inkomensgegevens verstrekken, een selecte groep vormen. Het is daarom geen optie om de gezinnen uit de analyse te verwijderen. We hebben een schatting gemaakt van de ontbre-kende inkomens op basis van een aantal factoren: het gemiddelde oplei-dingsniveau van de ouders, de mate waarin het gezin rond kan komen, uitkeringssituatie bij een van de ouders, en eenoudergezin. Om te zien of deze schatting de resultaten beïnvloedt, maken we een aparte variabele aan met 0/1 codering, waarbij de 0 niet-ontbrekende inkomensgegevens betekent, en de 1 ontbrekende inkomensgegevens weergeeft. Een gezin heeft een laag inkomen als het in het 2e-4e deciel van de inkomensverde-ling valt. We rekenen drie varianten door: een waarbij het gezinsinkomen niet gedeeld wordt door het aantal gezinsleden, de tweede waarbij het ge-zinsinkomen gedeeld wordt door het aantal gezinsleden, en een derde waarbij het gezinsinkomen gedeeld wordt door de wortel van het aantal gezinsleden.25

4.3 Schatting van het model met het AVO 2003

We schatten hetzelfde, logistische model met gegevens van het AVO 2003 om te zien of we de resultaten van het SCP kunnen reproduceren. De re-sultaten van de drie varianten van lage inkomens zijn niet sterk verschil-lend, daarom presenteren we alleen de resultaten van inkomen gedeeld door het aantal gezinsleden. Tabel 4.1 geeft de gewichten van het SCP-model, maar dan gebaseerd op het AVO 2003. In dit model is het effect

25 Deze laatste variant houdt rekening met de schaaleffecten van een gezamenlijk

huishouden.

Ape 35

van de lage inkomens statistisch niet significant, en hebben de niet-westerse allochtonen een negatief teken. Dit betekent dat dit model cete-ris paribus een lager gebruik van jeugdvoorzieningen voorspelt voor niet-westerse allochtonen.26 De pseudo-R2 (‘verklaarde variantie’) van het lo-gistisch model bedraagt 6,2%, iets lager dan het SCP rapporteert. Verder blijkt dat het ontbreken van de inkomensvariabele samenhangt samen met gebruik jeugdvoorzieningen en niet-westerse allochtonen. Dit bevestigt ons vermoeden dat de gezinnen die het inkomen niet opgeven een selecte groep vormen. De vraag is hoeveel kinderen door dit model terecht als gebruiker geclassi-ficeerd worden. Op basis van de geschatte kansen op het gebruik van jeugdzorg classificeren we de kinderen als gebruiker en niet-gebruiker, waarbij we het percentage geclassificeerde gebruikers hetzelfde is als het percentage echte gebruikers (rond de 10%). Ongeveer 30% van de kinde-ren worden door dit model correct als gebruiker van jeugdvoorzieningen geclassificeerd. Vervolgens schatten we een tweede model waarin we enkele gezondheids-gegevens meenemen. Gezondheidsmaten die we in deze analyse meene-men zijn: een langdurige aandoening/handicap bij het kind of (een van) de ouder(s), angst of bezorgdheid gedurende de afgelopen twee weken bij het kind of (een van) de ouder(s), somberheid of depressie gedurende de afgelopen twee weken bij het kind of (een van) de ouder(s), de algehele gezondheid van het kind of (een van) de ouder(s). Daarnaast nemen we de volgende factoren mee in de analyse: westerse allochtonen, stedelijk-heid van de gemeente, lage opleiding ouders (van toepassing indien de hoogst voltooide opleiding van één van de ouders lagere school of lbo is), en het interactie-effect tussen geslacht en leeftijd (de grens ligt bij 12 jaar). Uit de resultaten blijkt dat de kwaliteit van het model substantieel verbe-tert als we enkele gezondheidsfactoren, westerse allochtonen en het oplei-dingsniveau van de ouders aan het model toevoegen (zie tabel 4.1). Een belangrijk deel van de gezondheidsfactoren levert een positieve, signifi-

26 De enkelvoudige correlatie tussen niet-westerse allochtonen en gebruik van

een jeugdvoorziening is zwak, maar negatief (-0,04). Als we alleen gebruik van jeugdzorg in beschouwing nemen, dan geldt hetzelfde; de correlatie tussen ge-bruik van jeugdzorg en niet-westerse allochtonen bedraagt -0,02. We kunnen de niet-westerse allochtonen definiëren aan de hand van de gegevens van de kinderen (geboorteland ouders), of aan de hand van de gegevens van de ou-ders (eigen geboorteland). De resultaten zijn nagenoeg hetzelfde. De gewich-ten en significantieniveaus van de modellen in tabel 4.1 verschillen vanwege de toevoeging van de extra factoren, die onderling samenhangen.

Ape 36

cante bijdrage aan de verklaring van gebruik jeugdvoorzieningen. Klachten van angst en depressie, en chronische aandoeningen bij het kind hangen samen met een grotere kans op gebruik jeugdvoorzieningen. Dit geldt ook voor klachten van angst bij een van de ouders. Westerse allochtonen ma-ken eveneens meer gebruik van jeugdvoorzieningen. De factor niet-wes-terse allochtonen heeft opnieuw een negatief teken.

Tabel 4.1: Gewichten van het verdeelmodel voor de jeugdzorg

Logistisch

model SCP 1

Logistisch model SCP 2

Logistisch model met

extra factoren

Constante -1,48*** -1,79*** -0,88* Niet-westerse allochtoon -0,45** -0,47*** -0,44*** Jongen 0,18* 0,19** 0,21** Lage opleiding kind 0,95*** 0,96*** 0,85*** Laag inkomen (2e-4e deciel) -0,13 -0,07 Eenoudergezin 0,55*** 0,54*** 0,37*** Dummy ontbrekend inko-men

-0,28*

Westerse allochtoon 0,33*** Depressie/somberheid kind 0,48*** Angst/zorgen kind 0,38*** Chronische aandoeningen kind

0,48***

Angst/zorgen ouder 0,38*** Lage opleiding ouder 0,17* (Pseudo-)R2 6,2% 6,5% 14,4%

Juist geclassificeerde posi-tieve scores (gewogen)

54

54

78

Aantal met positieve score (gewogen)

181 181 181

Totaal aantal kinderen (tot 16 jaar)

1.893 1.893 1.893

*** significant p<0,01 ** significant p<0,05 * significant p<0,10

Bron: AVO 2003 (APE-bewerking)

Ape 37

In het uitgebreide model komt de factor lage inkomens niet meer voor, omdat deze niet significant is. We vinden geen significant effect van het interactie-effect tussen geslacht en leeftijd, maar een hoofdeffect van ge-slacht (in het voordeel van de jongens). Deze resultaten zijn in overeen-stemming met het gegeven dat meisjes in alle leeftijdscategorieën onder-vertegenwoordigd zijn in het gebruik van jeugdhulpverlening (Van Kempen en Zeijl 2009). De verklaarde variantie van het model inclusief gezond-heidsfactoren, westerse allochtonen en lage opleiding van de ouders be-draagt 14,4%. Het aangevulde model classificeert 78 van de 181 (43%) van de gebruikers correct. Dit is een duidelijke verbetering ten opzichte van de andere twee modellen.

4.4 Vertaling van het model naar provinciaal niveau

Welk effect heeft uitbreiding van het model op de verdeling van de midde-len? Om deze vraag te beantwoorden, bepalen wij een gemiddelde pro-bleemscore per jeugdzorgregio, gebaseerd op het nieuwe model (inclusief gezondheidsfactoren, lage opleiding ouders en westerse allochtonen). Om de vergelijking van de resultaten van dit model en het SCP-model mogelijk te maken, volgen we precies dezelfde methode als het SCP.27 Allereerst berekenen we op basis van de gewichten de odds ratio’s (kansverhoudin-gen).28 We berekenen de probleemscores door de odds ratio’s van het mo-del te vermenigvuldigen met de bijbehorende fracties. Om de provinciale ‘gewichten per kind’ te bepalen, nemen we alle relevan-te gegevens op niveau van de jeugdzorgregio’s van het SCP over (eenou-dergezinnen, lage opleiding van jongeren, jongens en niet-westerse alloch-tonen). Gegevens over jongeren van westers allochtone afkomst en lage opleiding van 15-64-jarigen worden op het niveau van de jeugdzorgregio’s gepubliceerd door het CBS. Hoewel lage opleiding bij 15-65 jarigen af kan wijken van lage opleiding bij ouders, gebruiken we deze variabele als be-nadering. Gegevens over chronische aandoeningen bij kinderen is geba-seerd op informatie van Vektis. Het moge duidelijk zijn dat deze gegevens wat betreft definitie afwijken van AVO. Het alternatief is om de gegevens uit het AVO te extrapoleren naar provinciaal niveau, maar deze methode resulteert in enkele uitschieters (zo zou de provincie Drenthe ruim twee

27 We abstraheren hierbij – noodgedwongen – van de complicatie dat de gewich-

ten gebaseerd zijn op jeugdigen van 0-15 jaar, terwijl het totaal aantal jeugdi-gen 0-17 jarigen betreft. Overigens is het niet waarschijnlijk dat de fracties sterk wijzigen als de 16- en 17-jarigen toegevoegd worden.

28 Odds ratio is te berekenen als exp(gewicht).

Ape 38

keer zoveel chronisch zieke jeugdigen hebben dan landelijk gemiddeld). Dergelijke uitschieters vergroten onze twijfel over de regionale representa-tiviteit van het AVO.29 Indien mogelijk kiezen we daarom voor externe ge-gevensbronnen. Dit lukt niet voor psychische klachten: deze gegevens verstrekt het CBS alleen op landelijk niveau. We hebben de fracties van de psychische klachten daarom berekend op basis van het AVO 2003. De fracties geven het aantal kinderen/ouders met bijvoorbeeld angstklachten in een jeugdzorgregio weer gedeeld door het totaal aantal geïnterviewde kinderen/ouders in de betreffende jeugdzorgregio. Merk op dat Flevoland een onwaarschijnlijk laag percentage kinderen met depressieve klachten heeft. We vermenigvuldigen de verkregen ‘gewichten per kind’ met het aantal jeugdigen om het gewogen aantal jeugdigen (of probleemscore) te verkrij-gen. De toevoeging van de gezondheidsfactoren, lage opleiding bij de ou-ders en westerse allochtonen verandert het beeld. De drie stadsregio’s scoren nog steeds bovengemiddeld, vooral Rotterdam. Landelijke provin-cies, zoals Friesland, Groningen en Noord-Brabant, krijgen nu een bene-dengemiddelde score. Limburg staat nu op tweede in de lijst met 110%. Limburg profiteert vooral van een bovengemiddeld aantal westerse alloch-tonen, bovengemiddelde percentages kinderen met psychische klachten, en een relatief laag opgeleide volwassen bevolking. Welke budgetten zouden de jeugdregio’s ontvangen wanneer het hiervoor beschreven uitgebreide model zou worden toegepast? En welke verschui-vingen treden op ten opzichte van het budget ‘oude stijl’? Om deze vragen te beantwoorden, verdelen we het macrobudget op basis van het ‘gewo-gen aantal jeugdigen’ (uit tabel 4.2). Dit macrobudget is een optelling van de componenten ‘Uitkering Bureau Jeugdzorg’ (inclusief de justitiële com-ponent) en ‘Uitkering zorgaanbod’. Tabel 4.3 toont de resultaten.

29 Het is voorstelbaar dat het SCP bewust alleen factoren in het verdeelmodel

heeft opgenomen die op het niveau van de jeugdzorgregio’s beschikbaar zijn gesteld door het CBS. Indien dit een punt van overweging is geweest, moet dit vermeld worden. Het vormt namelijk een belangrijk signaal over de kwaliteit van het verdeelmodel, dat het CFJ mee dient te nemen in de beslissing over de budgetverdeling.

Ape 39

Tabel 4.2: Verdeelmodel op basis van probleemscores naar jeugdzorgregio, 2007

Regio Aantal

jeugdigen 0-17 jaar

Jongens (in %)

Lage opl. kind (in %)

Niet- westerse

allochtonen (in %)

Een-ouder- gezin (in %)

Westerse alloch-tonen (in %)

Depressie bij

kind (in %)

Angst bij

kind (in %)

Chron. aan-doeningen

bij kind (in %)

Angst bij

ouders (in %)

Lage opl. ouders (in %)

Gewicht per kind

Gewogen aantal

jeugdigena

Relatief gewicht

Groningen 111.595 51,2 7,5 8,6 14,3 5,5 5,4 14,1 3,0 25,6 31,8 3,80 104.221 0,93

Friesland 142.485 51,2 7,2 5,4 11,0 3,9 6,5 7,5 2,4 25,6 35,1 3,59 125.631 0,88

Drenthe 105.158 50,9 5,6 5,2 10,8 4,1 11,8 16,2 2,6 31,7 35,7 3,96 102.422 0,97

Overijssel 254.644 51,0 7,5 9,7 9,5 4,4 4,7 12,2 2,0 35,9 34,6 3,85 241.181 0,95

Flevoland 98.668 51,4 6,5 23,2 15,3 6,4 1,8 11,3 2,2 40,5 34,3 4,03 97.615 0,99

Gelderland 437.026 51,1 6,8 9,4 10,0 4,9 11,0 13,2 2,0 39,2 35,8 4,11 441.339 1,01

Utrecht 264.712 51,3 6,2 16,8 11,4 5,9 11,1 14,1 2,1 43,6 28,5 4,17 271.548 1,03

Noord-

Holland 238.721 50,1 6,3 10,4 16,0 6,9 7,9 13,6 1,9 38,5 31,4

4,08 239.534 1,00

Zuid-Holland 298.131 49,5 6,1 11,2 13,3 5,6 6,3 10,7 2,8 34,6 33,6 3,85 281.937 0,95

Zeeland 80.726 51,2 5,9 7,4 10,9 9,2 14,0 10,5 2,2 27,5 34,9 3,92 77.779 0,96

Noord-

Brabant 517.087 51,1 6,5 11,5 10,8 6,0 8,6 10,4 2,4 29,3 34,8

3,80 482.651 0,93

Limburg 217.678 51,1 6,6 8,9 12,4 9,1 13,1 15,5 2,1 45,8 36,6 4,49 240.065 1,10

Amsterdam 285.778 48,9 6,8 33,8 25,6 9,0 11,0 8,6 1,9 34,0 27,6 4,25 298.744 1,05

Rotterdam 243.303 51,3 6,9 35,5 21,9 6,7 7,8 15,7 2,3 43,6 37,2 4,60 274.988 1,13

Haaglanden 214.156 49,2 6,5 29,6 22,3 8,9 6,3 13,0 2,2 42,7 31,4 4,37 230.213 1,07

Nederland 3.509.868 50,9 6,6 15,6 13,7 6,4 8,7 12,2 2,2 36,4 33,5 4,06 3.509.868 1,00 a Herwogen naar het totaal aantal jeugdigen in Nederland.

Bron: APE

Ape 40

Tabel 4.3 maakt duidelijk dat - ook in termen van budgetten - een grote verschuiving optreedt. De drie stadsregio’s, Limburg en Groningen krijgen te maken met forse kortingen op het budget, terwijl een aantal minder stedelijke regio’s zoals Gelderland, Utrecht en Drenthe juist extra middelen ontvangen. Ook in het nieuwe verdeelmodel wordt Limburg geconfronteerd met kortingen op het budget. Deze kortingen zijn minder groot dan in het SCP-verdeelmodel (13 mln. euro; circa 13%). Door toevoeging van extra verdeelkenmerken, zoals westerse allochtonen, gezondheidsfactoren en lage opleiding van ouders kan ten minste een deel van het extreem nega-tieve herverdeeleffect van Limburg ondervangen worden.

Tabel 4.3: Budgetten en herverdeeleffecten jeugdzorg, 2008 (X 1.000)

Jeugdzorgregio Budget 2008

‘Oude stijl’

Budget 2008

SCP-model

Budget 2008

uitgebreid model

Herver- deeleffect

Relatief herverdeel-effect (in

%)

Groningen 40.230 40.465 38.347 -1.883 -4,68 Friesland 44.954 48.909 46.225 1.271 2,83 Drenthe 32.184 35.138 37.685 5.501 17,09 Overijssel 90.344 87.874 88.740 -1.604 -1,78 Flevoland 36.000 38.268 35.916 -84 -0,23 Gelderland 146.096 150.080 162.386 16.290 11,15 Utrecht 88.237 95.221 99.913 11.676 13,23 Noord-Holland 89.168 84.482 88.134 -1.034 -1,16 Zuid-Holland 96.251 103.157 103.736 7.485 7,78 Zeeland 28.533 27.297 28.618 85 0,30 Noord-Brabant 174.851 179.192 177.586 2.735 1,56 Limburg 101.290 76.467 88.330 -12.960 -12,80 Amsterdam 125.897 126.921 109.920 -15.977 -12,69 Rotterdam 110.502 107.296 101.179 -9.323 -8,44 Haaglanden 86.883 90.654 84.704 -2.179 -2,51 Totaal 1.291.421 1.291.421 1.291.421 0 0,00

Bron: APE

Naast de aansluiting op budgettair niveau is het belangrijk om te kijken naar de aansluiting in termen van het percentage jeugdigen in een jeugd-zorgregio dat gebruik maakt van een voorziening van jeugdhulpverlening. We vergelijken de werkelijke percentages gebruikers van de jeugdhulpver-lening (berekend op basis van het AVO 2003) met de geschatte percenta-

Ape 41

ges gebruikers (zie tabel 4.4).30 De schattingen berusten op het equivalent van het SCP-model, en op het model dat uitgebreid is met gezondheidsfac-toren, westerse allochtonen en lage opleiding van de ouders. In het equi-valent van het SCP-model wordt het percentage gebruikers in de stadsre-gio’s, Overijssel, Friesland en Flevoland veel te hoog geschat, terwijl voor-al in Limburg en Zeeland het percentage gebruikers veel te laag wordt ge-schat. De pseudo-R2 op het niveau van de jeugdzorgregio’s bedraagt 1,5%. Kortom, op het niveau van de jeugdzorgregio’s is de aansluiting tussen het werkelijke gebruik en het geschatte gebruik zo goed als afwe-zig.

Tabel 4.4: Werkelijke en geschatte percentages jeugdigen die gebruik maken van een voorziening voor jeugdhulpverlening

Jeugdzorgregio

Werkelijk gebruik

jeugdhulp-verleninga

Geschat gebruik jeugdhulp-verlening

SCP-model

Geschat gebruik jeugdhulp-verlening

uitgebreid model

Groningen 9,7 5,9 8,0 Friesland 3,7 13,0 10,3 Drenthe 7,5 4,4 14,6 Overijssel 8,2 14,6 11,5 Flevoland 7,4 14,2 4,3 Gelderland 10,7 7,1 10,2 Utrecht 10,9 7,8 10,1 Noord-Holland 7,9 8,4 7,3 Zuid-Holland 6,3 4,7 6,9 Zeeland 10,4 4,3 6,3 Noord-Brabant 8,9 8,1 9,6 Limburg 14,5 5,7 15,8 Amsterdam 12,2 13,1 7,8 Rotterdam 8,7 13,6 9,5 Haaglanden 14,2 18,9 6,9 Totaal Nederland 9,6 9,6 9,6 Pseudo-R2 1,5 8,1 a Berekend op basis van AVO 2003.

Bron: APE

30 Merk op dat op basis van Tabel 4.4 (of equivalent) provinciale middelen voor

de jeugdzorg verdeeld kunnen worden. Dit zou wel een statistisch juiste me-thode vormen (zie verder paragraaf 3.3.4).

Ape 42

In het uitgebreide model liggen de geschatte percentages gebruikers van een aantal landelijke regio’s boven de werkelijke percentages gebruikers. In geval van de stedelijke regio’s ligt dit precies andersom. Merk op dat de aansluiting voor de provincie Limburg aanzienlijk beter is in het uitgebrei-de model. De pseudo-R2 van het uitgebreide model op het niveau van de jeugdzorgregio’s bedraagt 8,1%. Dit is niet hoog, maar een aanzienlijke verbetering ten opzichte van het model dat equivalent is aan het SCP-mo-del.

4.5 Conclusies

In dit hoofdstuk hebben we getracht de resultaten van het SCP te repro-duceren met gegevens van het AVO 2003. In tegenstelling tot het SCP schatten we een vraagmodel (vraag naar jeugdvoorzieningen), en geen behoeftemodel. We kunnen de SCP-resultaten redelijk reproduceren, met uitzondering van die voor de niet-westerse allochtonen en de lage inko-mens. Dat roept vragen op over de stabiliteit van het model. Het is moge-lijk dat wij een andere definitie gebruikt hebben van de lage inkomens (het SCP rapporteert zeer summier over de gehanteerde definities). Uit onze resultaten blijkt verder dat de niet-westerse allochtonen relatief minder vraag naar jeugdvoorzieningen uitoefenen. We zien dit terug in de negatieve gewichten van de modellen. Verder is een aanzienlijke verbete-ring van het model te verkrijgen door toevoeging van een aantal factoren: westerse allochtonen, lage opleiding bij de ouders, en een aantal gezond-heidsfactoren, zoals chronische aandoeningen bij het kind en psychische klachten bij het kind en de ouders. De vertaling naar provinciaal niveau heeft duidelijke budgettaire consequenties. Een deel van het extreme, ne-gatieve herverdeeleffect voor Limburg kan worden weggenomen door toe-voeging van westerse allochtonen, lage opleiding ouders, en gezondheids-factoren. Een aantal zaken is nog van belang. Ten eerste berust de lijst van extra factoren die we hebben toegevoegd niet op een uitputtende lijst van facto-ren die relevant zijn als determinant van gebruik van een voorziening voor jeugdhulpverlening. Het is goed mogelijk dat andere factoren, bijvoorbeeld uitkeringssituatie van de ouders, taalachterstand van het kind, of factoren gerelateerd aan de wijk waarin kinderen opgroeien, relevant zijn als voor-speller van het gebruik van jeugdhulpverlening. In een aantal wijken in Nederland is er sprake van een cumulatie van problemen, en juist deze cumulatie van problemen is een belangrijke determinant van het beroep

Ape 43

op de jeugdzorg. In het verdeelmodel voor de jeugdzorg kan bijvoorbeeld worden aangesloten bij de ‘impulsgebieden’, waarop een deel van de extra financiering ten bate van achterstandsleerlingen in het primair onderwijs is gebaseerd. Deze impulsgebieden zijn gebaseerd op de armoedemonitor van het CBS/SCP, en zijn postcodegebieden waarin percentages lage in-komens en uitkeringsafhankelijkheid zeer hoog zijn. Van de invoering van de extra financiering in het onderwijs op basis van de impulsgebieden pro-fiteren vooral autochtone achterstandsleerlingen (zie verder hoofdstuk 7).31 Het is opvallend dat hiermee in het verdeelmodel voor de jeugdzorg geen rekening wordt gehouden, hoewel de problematiek vergelijkbaar is. Het streven moet immers zijn om alle objectieve determinanten van be-hoefte of gebruik in het model op te nemen. Ten tweede is het belangrijk op te merken dat het bovenstaande model niet bedoeld is als een acceptabel alternatief voor het SCP-model. Aller-eerst is – evenals in het SCP-model - de vertaling van de gewichten naar het provinciaal niveau statistisch onjuist (zie ook paragraaf 3.3.4). We hebben alleen om pragmatische redenen voor dezelfde aanpak gekozen. Daarnaast is het niet acceptabel dat in het verdeelmodel een hoog percen-tage niet-westerse allochtonen een negatief teken krijgt, temeer omdat bekend is dat deze groep jongeren wel relatief vaker psychosociale pro-blemen heeft. En ten slotte is de regionale representativiteit van het AVO 2003 niet voldoende om de AVO-gegevens te aggregeren naar het provin-ciaal niveau. Zo lijkt het percentage depressieve kinderen in Flevoland veel te laag. Het belangrijkste resultaat uit de analyse van AVO 2003 is wel va-lide. Toevoeging van gezondheidsfactoren, westerse allochtonen en lage opleiding bij ouders levert een substantiële verbetering van het model op.

31 Bron: Brief aan de Tweede Kamer van 18 april 2008, Wijziging gewichtregeling.

Ape 45

5 ANALYSE VAN HET AVO 2007

5.1 Inleiding

Het is belangrijk dat de gegevens waarop een verdeelmodel gebaseerd zijn, openbaar zijn, vooral als op basis van het verdeelmodel publieke middelen verdeeld worden. Iedere belanghebbende moet immers de schattingsresultaten van een verdeelmodel na kunnen rekenen en kunnen reproduceren. Het AVO 2007 is begin 2009 (nog) niet publiekelijk beschik-baar, in verband met de noodzakelijke anonimisering van de gegevens. Wij zijn dus niet in staat om het AVO 2007 te analyseren. Het SCP heeft zich echter bereid verklaard om voor ons een aantal analyses op AVO 2007 uit te voeren.32 De resultaten van deze door ons opgevraagde analyses worden in het voorliggende hoofdstuk samengevat.

5.2 Gehanteerde definities

Voor de duidelijkheid geven we allereerst enkele definities van de belang-rijkste factoren die in de analyse zijn opgenomen: Gebruik van een van de voorzieningen voor jeugdhulpverlening is in

het AVO 2007 gebaseerd op de scores van de ouders, niet van de kin-deren (in de analyse van het AVO 2003 is wel gebruik gemaakt van de scores van de kinderen). Het SCP geeft de voorkeur aan de scores van de ouders, omdat die betrouwbaarder zijn. Een van de voorzieningen is in dit geval schoolmaatschappelijk werk, huisarts, consultatiebureau, schoolarts/ verpleegkundige, opvoedwinkel/ouder-kindcentrum/steun-punt, algemeen maatschappelijk werk, medisch specialist, psycho-loog/pedagoog, Bureau Jeugdzorg, GGZ, gezinscoach, of een MEE-or-ganisatie. Dit komt overeen met de ‘vraag in ruime zin’.

De behoefte aan hulp is gebaseerd als een hoge score op de SDQ en de ervaren moeite van ouders bij de opvoeding van de kinderen (dezelfde definitie als het SCP hanteert). De SDQ is eveneens door de ouders ge-scoord.

32 We zijn Evert Pommer, John Stevens en Klarita Sadiraj van het SCP zeer er-

kentelijk voor hun inspanningen.

Ape 46

De analyse is gebaseerd op jeugdigen tot zestien jaar – dit in tegen-stelling tot de analyses in het rapport van het SCP, die gebaseerd zijn op jeugdigen tot achttien jaar.

5.3 Correlaties risicofactoren

Allereerst presenteren we hier enkelvoudige correlaties tussen het gebruik van een van de jeugdvoorzieningen en probleemkinderen enerzijds en risi-cofactoren anderzijds. Deze risicofactoren bevatten eveneens de factoren die relevant zijn gebleken uit de voorgaande analyses (zie hoofdstuk 4): psychische klachten bij kind/een van de ouders (angst, depressie), chroni-sche aandoeningen bij kind/een van de ouders, slechte gezondheid bij kind/een van de ouders, arbeidsongeschiktheid bij een van de ouders, en lage opleiding bij een van de ouders. Uiteindelijk is slechte gezondheid bij het kind weggelaten, omdat te weinig kinderen een slechte gezondheid blijken te hebben.

Tabel 5.1: Correlaties tussen risicofactoren en gebruik/behoefte jeugd-hulpverlening

Gebruik één van de jeugdvoorzieningen

Behoefte hulp

Jongens 4-11 jaar 0,07 0,07 Meisjes 12-17 jaar -0,02 -0,02 Niet-westerse allochtonen 0,04 0,08 Westerse allochtonen 0,01 0,01 Lage opleiding kind 0,12 0,18 Laag inkomen gezin 0,07 0,09 Eenoudergezin 0,15 0,13 Depressie kind 0,13 0,13 Angst kind 0,11 0,13 Depressie ouder 0,16 0,18 Angst ouder 0,17 0,17 Chronische aandoeningen kind 0,13 0,13 Chronische aandoeningen ouder 0,12 0,14 Slechte gezondheid ouder 0,08 0,09 Arbeidsongeschiktheid ouder 0,01 0,05 Lage opleiding ouder 0,04 0,03 Totaal aantal jeugdigen 2.521 2.521

Bron: SCP (significantieniveaus zijn niet meegeleverd)

Ape 47

De significantieniveaus van deze correlatiecoëfficiënten zijn niet meegele-verd, maar wij gaan ervan uit dat coëfficiënten boven circa 0,06 significant zijn. We vatten de belangrijkste resultaten puntsgewijs samen: We zien in tegenstelling tot het AVO 2003 geen verband tussen wes-

terse allochtonen en behoefte aan hulp of gebruik van een jeugdvoor-ziening in het AVO 2007.

Uit de analyses op het AVO 2003 is gebleken dat vooral de psychische klachten van het kind relevant zijn, en niet de psychische klachten van de ouders. In de analyse op het AVO 2007 is dit precies omgekeerd: vooral de psychische klachten van de ouders, en niet van de kinderen zijn van het grootste belang. Mogelijk hangt dit samen met het feit dat in de analyse op het AVO 2003 door kinderen gescoorde factoren zijn gehanteerd, terwijl in deze analyse op het AVO 2007 berust op door ouders gescoorde factoren. Dit betekent dat de rapportage van de ou-ders over de kinderen en de rapportage van de kinderen over zichzelf niet dezelfde resultaten oplevert. Daarnaast kunnen de wisselende re-sultaten het gevolg zijn van de te kleine steekproefgrootte van het AVO in beide jaren.

Het effect van meisjes van twaalf jaar en ouder is – tegen de verwach-ting in – niet significant. Uit zelfrapportages van meisjes blijkt juist een hoge score op de SDQ (HBSC 2005). Mogelijk wordt dit resultaat ver-klaard doordat ouders het overwegend internaliserende probleemge-drag van tienermeisjes over het hoofd zien.

Er bestaat weinig verschil in de grootte van de correlaties bij gebruik en behoefte. De niet-westerse allochtonen en de kinderen met een lage opleiding lijken meer behoefte te hebben aan hulp dan ze daadwerke-lijk gebruiken, maar erg groot is dit effect niet.

De correlaties tussen de risicofactoren en de behoefte aan of gebruik van jeugdvoorzieningen zijn relatief laag (op een schaal van 0 tot 1); de verbanden zijn niet sterk.

5.4 Resultaten schattingen uitgebreid model

We hebben het SCP gevraagd een model te schatten inclusief de relevante factoren uit de voorgaande analyses Allereerst is een model geschat waar-in de oorspronkelijke SCP-factoren zijn opgenomen, en dat is uitgebreid met de genoemde extra factoren. Tabel 5.2. geeft de resultaten weer.

Ape 48

Tabel 5.2: Gewichten van de modelschattingen voor uitgebreide verdeel-modellen voor de jeugdzorg

Gebruik één van de jeugdvoorzieningen

Behoefte hulp

Jongens 4-11 jaar 0,76*** 0,82*** Meisjes 12-17 jaar -0,45 -0,35 Niet-westerse allochtonen -0,05 0,27 Westerse allochtonen -0,09 -0,03 Lage opleiding kind 0,56* 1,14*** Laag inkomen gezin 0,44* 0,52** Eenoudergezin 0,97*** 0,59** Depressie kind 0,56 0,37 Angst kind 0,52 0,53* Depressie ouder 0,48* 0,49** Angst ouder 0,63** 0,48** Chronische aandoeningen kind 0,64** 0,56** Chronische aandoeningen ouder 0,54** 0,62*** Slechte gezondheid ouder -0,31 0,43 Arbeidsongeschiktheid ouder -0,84 -0,24 Lage opleiding ouder 0,41* 0,29 Constante term -3,86*** -3,25*** Totaal aantal jeugdigen 2521 2521 Verklaarde variantie (pseudo R2) 0,132 0,135 * significant p<0,05; ** significant p<0,01; *** significant p<0,001.

Bron: SCP

We vatten de belangrijkste resultaten van de analyse puntsgewijs samen: Allereerst valt op dat het model inclusief ‘extra’ factoren in een aan-

zienlijk beter model resulteert. De verklaarde variantie stijgt van circa 7% (SCP-verdeelmodel) tot ruim 13% door toevoeging van een aantal factoren. Dit is bijna een verdubbeling. Niet alle factoren zijn significant gerelateerd aan de afhankelijke variabelen probleemkind of gebruik van een van de jeugdvoorzieningen. Deze variabelen zouden (succes-sievelijk) uit het model verwijderd moeten worden. De gewichten in tabel 5.2 moeten daarom niet geïnterpreteerd worden als definitieve schattingen.

Westerse en niet-westerse allochtonen zijn in beide modellen niet sig-nificant. Dit betekent dat toegevoegde factoren een belangrijk deel van de verklaringskracht van de allochtonen overnemen.

Ape 49

Gezien de significantie van de gewichten, resulteert de toevoeging van (1) chronische aandoeningen bij het kind, (2) chronische aandoeningen bij een ouder en (3) lage opleiding bij een ouder in een duidelijk verbe-terd model.33

5.5 Conclusies

De resultaten van de analyse op het AVO 2007 bevestigen in grote lijnen onze eerdere bevindingen. Door toevoeging van gezondheidsfactoren (chronische aandoeningen bij ouder en kind) en lage opleiding van de ou-ders kan een substantiële verbetering van het verdeelmodel verkregen worden. De vraag is of dit uitgebreide verdeelmodel in de praktijk kan worden toe-gepast. Het antwoord op deze vraag hangt af van de wijze van vertaling van de gewichten naar het niveau van de jeugdzorgregio’s. Als aan de me-thodiek van het SCP vastgehouden wordt – die statistisch onjuist is – dan is het noodzakelijk dat op niveau van de jeugdzorgregio’s gegevens over bijvoorbeeld chronische aandoening en lage opleiding beschikbaar zijn. Vooral voor de chronische aandoeningen is de vraag of deze gegevens be-schikbaar zijn, tenzij van informatie gebruik kan worden gemaakt die in het kader van de risicoverevening van de zorgverzekeraars verzameld is (definitieverschillen van chronische aandoeningen moeten dan voor lief genomen worden). Een alternatieve vertaling van de gewichten naar het niveau van de jeugdzorgregio’s hebben wij gepresenteerd in paragraaf 3.3.4. Deze methodiek leunt zwaarder op de regionale representativiteit van het AVO, maar heeft daarentegen geen extra gegevens op provinciaal niveau nodig.

33 Psychische klachten zijn in principe daarvan uitgezonderd omdat dit een endo-

gene factor is in een behoeftemodel (er worden dan psychische klachten uit psychische klachten verklaard).

Ape 51

6 ANALYSE VAN INDICATIES VAN BUREAU JEUGDZORG

6.1 Inleiding

Het SCP noemt – naast het AVO – nog enkele andere gegevensbronnen die eventueel gebruikt kunnen worden voor de schatting van een verdeel-model. Deze gegevensbronnen worden echter minder geschikt geacht dan het AVO. We missen in dit overzicht een bestand dat op gemeenteniveau gegevens bevat over het gebruik van jeugdzorg.34 Dit bestand is verza-meld door het Verweij-Jonker Instituut, en betreft het aantal eerste, nieu-we indicaties per gemeente dat de Bureaus Jeugdzorg in 2006 hebben af-gegeven (Verweij-Jonker Instituut 2008). De vraag is natuurlijk of deze gegevens bruikbaar zijn voor een verdeel-model. Er zijn kanttekeningen bij de gegevens te plaatsen:35 de gegevens bevatten geen herindicaties van kinderen die langer in behandeling zijn. De nieuwe, eerste indicaties betreffen dus slechts een deel van de totale uitvoering van de Bureaus Jeugdzorg. De indeling naar gemeente is ge-schied op basis van de postcode van de betreffende jongere; indien deze postcode niet beschikbaar was, is de postcode van de instelling gebruikt. Verder geeft een indicatie alleen aan dat de jongere in behandeling wordt genomen, maar niet hoe intensief deze behandeling is.36 Een laatste punt is dat de mate van integratie tussen de jeugdhulpverleningscircuits regio-naal verschilt. Zo heeft bijvoorbeeld gemeente Gouda een relatief hoog percentage nieuwe indicaties; maar dit hoge percentage kan verband hou-den met het feit dat de integratie tussen Bureau Jeugdzorg en de jeugd-GGZ in Gouda tot de top van het land behoort (Inspectie Gezondheidszorg, 2006). De indicaties van locatie Gouda zijn dus mogelijk – meer dan van andere locaties - ‘vervuild’ door veel GGZ-indicaties. Ondanks deze kant-tekeningen achten we de dataset de moeite waard om nader te bestude-ren.

34 Dit bestand is vanaf begin 2008 onbeperkt via internet verkrijgbaar. 35 Deze kanttekeningen zijn in samenspraak met het Verweij-Jonker Instituut

gemaakt. 36 In het SCP-verdeelmodel wordt evenmin met de intensiteit of de zorgzwaarte

rekening gehouden.

Ape 52

6.2 Samenhang indicaties Bureau Jeugdzorg en risicofac-toren

We berekenen allereerst de samenhang tussen het percentage indicaties en een aantal factoren op gemeentelijk niveau. We hebben deze factoren onderverdeeld in een aantal groepen: endogene factoren, factoren die be-trekking hebben op de leefomgeving, factoren die betrekking hebben op de gezinssituatie, gezondheidsfactoren, onderwijs en aan jeugdzorg gren-zende zorg. Merk op dat het aantal relevante factoren dat op gemeenteni-veau beschikbaar groot en divers is. Onder de endogene factoren scharen we het percentage jongeren dat met een delict voor de rechter verschijnt, en het percentage meldingen van kindermishandeling in een gemeente (beide gegeven door het Verweij-Jonker Instituut). Onder leefomgeving vallen de volgende factoren: (1) het percentage in-woners van achterstandswijken (volgens definitie van Nivel en volgens de-finitie van het Verweij-Jonker Instituut); (2) het percentage niet-westerse allochtone jongeren; (3) het percentage westerse allochtone jongeren; (4) de mate van segregatie van een gemeente (naar niet-westerse allochtonen en naar lage inkomens); (5) de mate waarin een gemeente een centrum-functie vervult; (6) het percentage huurwoningen; en (6) de omgevings-adressendichtheid als indicatie van stedelijkheid. Met uitzondering van de gegevens over de achterstandswijken zijn deze gegevens afkomstig van het CBS. Onder gezinsfactoren scharen we (1) het percentage gezinnen dat van een uitkering leeft; (2) het percentage jongeren met een uitkering; (3) het percentage tienermoeders; (4) het percentage jongeren dat in een eenou-dergezin opgroeit; (5) het percentage lage inkomens van personen onder de 65 jaar; en (6) het percentage laag opgeleiden van personen onder de 65 jaar. Alle gegevens zijn afkomstig van het CBS. Gezondheidsfactoren op gemeenteniveau zijn (1) het percentage inwoners met chronische aandoeningen, en (2) het percentage inwoners met psy-chische chronische aandoeningen (beide afkomstig van Vektis), en (3) de gestandaardiseerde mortaliteit in een gemeente (afkomstig van het CBS). Drie onderwijsfactoren zijn beschikbaar op gemeenteniveau: (1) het per-centage kinderen in het speciaal onderwijs (basis- en voortgezet onder-wijs, gegevens afkomstig van het CBS); (2) het percentage vroegtijdig

Ape 53

schoolverlaters (afkomstig van het CBS) en (3) het percentage kinderen met een leerlinggewicht groter dan 0 (gegevens afkomstig van het CFI, bewerking Verweij-Jonker Instituut). Ten slotte hebben we enkele gegevens tot onze beschikking over aanpa-lende zorg: (1) de WMO-kosten per inwoner; (2) het percentage kinderen dat in instellingen woont (waarbij de plaats van de instelling telt, niet de oorspronkelijke plaats waar het kind vandaan komt) en (3) de GGZ-kosten per jongere in een gemeente. Deze gegevens zijn afkomstig van respec-tievelijk het Ministerie van Binnenlandse Zaken, het Verweij Jonker Insti-tuut, en GGZ Nederland. We verwachten een positief verband tussen de bovengenoemde factoren en de indicaties voor jeugdzorg. Dus hoe meer kinderen in bijvoorbeeld een eenoudergezin opgroeien, hoe hoger het aantal indicaties jeugdzorg in een gemeente is. Tabel 6.1 geeft de correlaties tussen de indicaties en de-ze factoren. We zien positieve en significante verbanden met bijna alle ri-sicofactoren. De enige statistisch niet-significante uitzondering vormt het percentage inwoners met een lage opleiding. Het is mogelijk dat lager op-geleiden vooral oververtegenwoordigd zijn in de justitiële component van de jeugdzorg, terwijl hoger opgeleiden meer gebruik maken van de vrijwil-lige jeugdzorg. Andere gezondheidsfactoren, gezinsfactoren, factoren ge-relateerd aan de leefomgeving, onderwijsfactoren, endogene factoren en aanpalende zorg hangen samen met het beroep op jeugdzorg in een ge-meente. Opvallend is de significante, positieve correlatie tussen het aandeel niet-westerse allochtonen en het aantal nieuwe indicaties jeugdzorg op ge-meentelijk niveau. Dit resultaat lijkt in strijd met eerder gevonden nega-tieve correlaties tussen niet-westerse allochtonen en gebruik van jeugd-voorzieningen op individueel niveau (zie de analyses van het AVO). Een alternatieve verklaring is echter dat niet-westerse allochtonen vaker in gemeenten wonen met een grotere groep sociaal-economisch zwakke in-woners, waar mensen doorgaans vaker een beroep doen op de jeugdhulp-verlening. Het feit dat de gezondheidsfactoren significant en positief sa-menhangen met de indicaties jeugdzorg, bevestigt eerdere resultaten die in dezelfde richting wijzen.

Ape 54

Tabel 6.1: Enkelvoudige correlaties indicaties Bureau Jeugdzorga

Correlatiecoëfficiënt Endogene factorenb Met delict voor rechter (V-J) 0,38** Kindermishandeling (V-J) 0,37** Leefomgeving Inwoners van achterstandswijk (V-J) 0,26** Inwoners van achterstandswijk (Nivel) 0,14** Niet-westerse allochtone jongeren (CBS) 0,25** Westerse allochtone jongeren (CBS) 0,24** Segregatie niet-westerse allochtonen (CBS) 0,22** Segregatie lage inkomens (CBS) 0,41** Centrumfunctie gemeente (CBS) 0,44** Huurwoningen (CBS) 0,28** Omgevingsadressendichtheid (CBS) 0,25** Gezinssituatie en inkomen Gezin met uitkering (V-J) 0,33** Huishouden met uitkering (CBS) 0,20** Jongeren met uitkering (CBS, 383 gemeenten) 0,35** Tienermoeders (CBS) 0,34** Kinderen in eenoudergezin (CBS) 0,23** Lage inkomens 65- (CBS) 0,39** Lage opleiding 65- (CBS, 391 gemeenten) -0,08 Gezondheid Chronische aandoeningen bij jeugdigen (Vektis) 0,21** Psychische chron. aandoening bij volwassenen & jeugdigen 0,31** Gestandaardiseerde mortaliteit (CBS) 0,26** Onderwijs Leerling met gewicht groter dan 0 (V-J, CFI) 0,26** Leerling speciaal onderwijs (CBS) 0,44** Vroegtijdig schoolverlaters (CBS, 435 gemeenten) 0,30** Aan jeugdzorg gerelateerde zorg Kinderen in instellingen (CBS) 0,18** Kosten jeugd-GGZ per inwoner (GGZ Nederland) 0,19** Kosten WMO per inwoner (Circulaire BZK) 0,18** * Significant p=0,05; **Significant p=0,01 a Analyse op gemeentelijk niveau (443 gemeenten in 2008), gewogen met aantal jongeren

tot 18 jaar. b V-J: Verweij-Jonker Instituut (APE-bewerking)

Bron: APE

Ape 55

De gepresenteerde correlatiecoëfficiënten zijn weliswaar significant, maar niet bijzonder hoog. Gegeven het feit dat een correlatie van één een per-fect positief verband geeft, is het duidelijk dat waarden van 0,30-0,40 op gemeenteniveau niet bijzonder hoog zijn. Het is mogelijk dat de eerder besproken kanttekeningen bij de gegevens (de onzuiverheid van de indica-ties ten opzichte van aanpalende zorg, het feit dat de ernst van de behan-deling niet tot uitdrukking komt, en het gebruik van de postcodes van kin-deren versus de postcodes van de instellingen) hier debet aan zijn.

6.3 Conclusies

Gegevens over indicaties jeugdzorg zijn verzameld door het Verweij-Jonker Instituut. Deze gegevens zijn beschikbaar op gemeenteniveau. Het voordeel van gegevens op gemeentelijk niveau boven individueel niveau is dat een schat aan informatie beschikbaar is, variërend van factoren gere-lateerd aan de leefomgeving, aan het onderwijs, kenmerken van huishou-dens en gezinnen, gezondheidsfactoren, en aan jeugdzorg gerelateerde zorg. We vinden het daarom zinnig om de gegevens nader te onderzoe-ken, bij wijze van aanvullende analyse. We zien dat (bijna) alle denkbare risicofactoren op gemeentelijk niveau samenhangen met de indicaties jeugdzorg. Dit betekent dat er duidelijke samenhang bestaat tussen risico-kenmerken en gebruik van jeugdzorg. De analyse van de gemeentelijke gegevens bevestigt onze eerdere hypothesen over de samenhang tussen gebruik enerzijds en westerse allochtonen en gezondheidsfactoren ander-zijds. Toch zijn de correlatiecoëfficiënten niet zo hoog als verwacht, gezien het hoge aggregatieniveau. De oorzaak hiervoor is dat de indicaties jeugd-zorg ‘vervuild’ kunnen zijn. Zo zijn alleen de eerste, nieuwe indicaties meegenomen, is niet altijd de postcode van de jeugdige gebruikt, en is in sommige gemeenten de samenwerking tussen jeugdzorg en belendende hulpverleningscircuits beter dan in andere. Desondanks geldt dat de schat-ting van een verdeelmodel op gemeentelijk niveau een alternatief vormt voor de schatting van een verdeelmodel op individueel niveau. Het voor-deel is dat op gemeentelijk niveau een schat aan informatie beschikbaar is, en dat gegevens niet gebaseerd zijn op te kleine steekproeven. Er moet wel een extra kwaliteitsinspanning verricht worden wat betreft de gege-vens over de indicaties jeugdzorg.

Ape 57

7 KWALITATIEVE ANALYSE VAN HET LIMBURGSE

ZORGGEBRUIK

7.1 Inleiding

In de voorgaande hoofdstukken hebben wij beargumenteerd waarom de veronderstelling dat de behoefte aan hulp in verschillende jeugdzorgregio’s zich op dezelfde wijze in vraag naar hulp vertaalt niet plausibel is. Deze cruciale veronderstelling ligt ten grondslag aan het door SCP voorgestelde model. Aan regionale verschillen in aanbod en in aanspraken op zorg wor-den in een dergelijk behoeftemodel geen recht gedaan. In het voorliggen-de hoofdstuk gaan we dieper in op de vraag waarom het beroep op jeugd-zorg, het speciaal onderwijs en de aanpalende voorzieningen in Limburg hoger is dan in andere regio’s. Om te onderzoeken wat de verklaring is voor het hoge gebruik van jeugd-zorg en aanpalende voorzieningen in Limburg, voeren wij in de eerste plaats een literatuurstudie uit. De literatuurstudie richt zich op epidemiolo-gische gegevens over de regionale gezondheidssituatie en het voorkomen van psychosociale problemen. Daarnaast bestuderen wij literatuur over de verschillen in zorgbehoefte en zorggebruik. Verder wordt gekeken naar beleidsdocumenten over het provinciale beleid voor jeugdzorg en het aan-bod van jeugdzorg en instellingen voor speciaal onderwijs in Limburg. Aanvullend hebben wij interviews gehouden met experts op het terrein van onderwijs en jeugdhulpverlening (zie bijlage B voor een lijst van de geraadpleegde experts). Gezien de gevolgde werkwijze en de beschikbare gegevens heeft het voorliggende hoofdstuk een minder sterk empirisch fundament dan de voorgaande hoofdstukken.

7.2 Zorgbehoefte, zorgvraag en zorggebruik

Drie factoren zijn van invloed op het gebruik van jeugdzorg: zorgbehoefte, zorgvraag en zorgaanbod. In de literatuur worden de begrippen zorgbe-hoefte, zorgvraag en zorggebruik verschillend geduid (Post en Stokx 1997). Volgens Post en Stokx valt het begrip zorgbehoefte uiteen in objec-tieve (of geobjectiveerde) behoefte aan zorg volgens maatstaven van des-kundigen (defined/normative needs) en subjectieve behoefte aan zorg vol-gens betrokkenen (wants). De zorgvraag is de geëxpliciteerde zorgbehoef-

Ape 58

te door de betrokkenen (demands). Zorggebruik is het daadwerkelijke ge-bruik van zorg (interventies): de resultante van interactie tussen zorg-vraag en zorgaanbod. Figuur 7.1 laat de relaties tussen de drie begrippen zien.

Figuur 7.1: Zorggebruik

Bron: De Lege (2002)

Het schema is als volgt te lezen. Vanuit een bepaalde (psychosociale) ge-zondheidssituatie ontstaat bij een individu behoefte aan zorg. Deze zorg-behoefte kan resulteren in een zorgvraag aan een zorgverlener in het in-formele of in het formele circuit. De confrontatie van zorgvraag en zorgaanbod leidt vervolgens tot het proces van benoeming van het pro-bleem, al dan niet in termen van ziekte of aandoening, en een indicatie voor zorginterventie. Dit laatste leidt vervolgens tot zorggebruik. Een indi-vidu kan simultaan verschillende processen van meer zorgverleners door-lopen (De Lege 2002). In de volgende paragrafen analyseren mede op ba-sis van het analysekader uit het voorgaande schema welke factoren ertoe leiden dat het beroep op de jeugdzorg hoog is. Daarbij kijken we zowel naar de vraagzijde als naar de aanbodzijde.

7.3 Zorgbehoefte

7.3.1 Algemene gezondheidssituatie Limburgse bevolking

Is de Limburgse bevolking relatief ongezond en weegt dit mee in de aan-wezigheid van psychosociale problemen? De kwantitatieve analyses in de

Ape 59

voorgaande hoofdstukken laten zien dat de gezondheidssituatie in Limburg duidelijk samenhangt met het beroep op jeugdzorg. Voor de vergelijking van de algemene gezondheidssituatie kunnen we gebruik maken van de indicatoren die in 2002 in het kader van het Regenboogproject zijn opge-steld (RIVM 2002).37

Figuur 7.2: Ervaren goede gezondheid per GGD regio, gestandaardiseerd naar leeftijd, Regenboogproject 1998-2001

Bron: RIVM, GGD en CBS, Regenboogproject

Figuur 7.2 brengt in beeld dat de bevolking in de provincie Limburg ver onder het landelijke gemiddelde zit met de ervaren gezondheid. Tegelij-kertijd is het percentage mensen met chronische aandoeningen in de meeste Limburgse gemeenten zeer hoog. Dit blijkt uit de in figuur 7.3 ge-presenteerde prevalentiecijfers uit Notenboom et al. (2008). De Limburgse bevolking is in het algemeen ongezonder dan in andere delen van het land, en doet een groter beroep op zorgvoorzieningen en andere vormen van hulpverlening. Dit spoort met de bevindingen uit de voorgaande hoofdstukken en is een mogelijke verklaring voor het relatief grote beroep op de jeugdzorg.

37 Binnen de beschikbare gegevens kan helaas geen onderscheid worden gemaakt

tussen jeugd en volwassenen.

Ape 60

Figuur 7.3: Prevalentie van chronische aandoeningen (in %)

23 tot 3521 tot 2319 tot 2112 tot 19

Bron: Notenboom et al. (2008)

Het jongerenonderzoek van de GGD’s in de provincie Limburg biedt gege-vens over de gezondheidssituatie, middelengebruik, riskant gedrag en leefstijl van leerlingen van klas 2 en klas 4 in het voortgezet onderwijs. Volgens de jeugdmonitor uit 2005 beoordeelt 17% van de ondervraagde jongeren in Limburg zijn of haar gezondheid als matig tot slecht. Op het gebied van roken, drinken en cannabisgebruik bestaan bij de verschillende (risico)gedragingen geen grote verschillen tussen de Limburgse regio’s.

Ape 61

7.3.2 Omgevingsfactoren: sociaal-economische situatie Limburg

Bijna alle geïnterviewde experts noemen de sociaal-economische situatie in Limburg als achterliggende reden voor het hoge beroep op jeugdzorg en andere voorzieningen in Limburg. De Limburgse situatie wordt doorgaans geplaatst in de historische context van het wegvallen van de werkgelegen-heid in de mijnen en het afbrokkelen van de aanhang van de rooms-katholieke kerk. Deze ontwikkelingen hebben sociaal-economische gevol-gen gehad waarvan de effecten nog steeds zichtbaar zijn (Messing 1988). Naast een economische functie hadden de mijnen evenals de kerk een sterke sociale functie in de streek. Samen met de prominente aanwezig-heid van de katholieke kerk in Limburg zorgden de mijnen voor sociale voorzieningen en sociale cohesie in de regio. Een van de experts schetst een proces van sociale deprivatie dat zich na deze periode in Limburg heeft voorgedaan. De elite die zich in de provincie had gevestigd in de tijd dat de textiel en steenkool industrie floreerde, vertrok weer uit de streek zodra deze industrieën begonnen te tanen. Het wegtrekken van hoger opgeleiden in combinatie met lage geboortecijfers heeft geleid tot ontvolking in de provincie. De accumulatie van factoren als selectieve ontvolking, veel eenoudergezinnen, veel arbeidsongeschikten, laagopgeleide ouders en lage inkomens versterken de problemen in som-mige delen van Limburg. Deze expert geeft aan dat het overheidsbeleid voor het bepalen van onderwijsfinanciering uitgaat van zogenaamde im-pulsgebieden. Gemeenten krijgen een aanvullend bedrag voor leerlingen die naar school gaan in een impulsgebied.38 Impulsgebieden zijn postco-degebieden met inwoners met veel lage inkomens en/of uitkeringen. Figuur 7.4 laat zien dat vooral Zuid-Oost Limburg een sterke oververte-genwoordiging van achterstandsbuurten kent, hoewel de regio relatief weinig niet-westerse allochtonen telt. De cumulatie van armoede in ach-terstandsbuurten is een mogelijke reden dat in Limburg meer dan gemid-deld jongeren met psychosociale problemen zijn. Het is opvallend dat in het verdeelmodel voor de jeugdzorg geen rekening wordt gehouden met deze impulsgebieden, terwijl het om een vergelijkbare problematiek als in het onderwijs gaat.

38 Tweede Kamer, 2007/2008, Aanpak onderwijsachterstanden, 27 020, nr. 57.

Ape 62

Figuur 7.4: Impulsgebieden: postcodegebieden met inwoners met veel lage inkomens en/of uitkeringen in Nederland

30 tot 1006 tot 300,1 tot 60 tot 0,1

Bron: Vos/ABB

7.4 Zorgvraag

De zorgbehoefte die ontstaat vanuit een bepaalde (psychosociale) gezond-heidssituatie leidt niet automatisch tot (formele) zorgvraag en zorgge-bruik. Bij de afweging of bepaalde problemen binnen de familie worden opgelost of dat een beroep wordt gedaan op zorgverlening spelen sociaal-culturele factoren mede een rol. Maatschappelijke waarden en normen zijn van invloed op de geneigdheid tot zorgvraag. Alle geïnterviewde experts noemen in dit verband de invloed van het rooms-katholieke geloof op het beroep op (jeugd)zorgvoorzieningen in Limburg. De veronderstelling is dat

Ape 63

het in de rooms-katholieke cultuur zit om voor elkaar te zorgen, en zorg over te laten aan anderen, terwijl mensen in het noorden meer individua-listischer ingesteld zijn. De geïnterviewde experts suggereren dat Limburg in het algemeen beter vergelijkbaar is met de omliggende regio’s in Duits-land en België dan met de rest van Nederland. Volgens deze opvatting hebben Limburgers met Duitsers gemeen dat het vertrouwen in gezag gro-ter is, en dat mensen meer afhankelijk zijn van het oordeel van deskundi-gen. Ook hebben Duitsers een andere relatie met lichamelijkheid en ge-zondheid dan Nederlanders; ze maken zich meer zorgen over hun gezond-heid, en gebruiken meer medicijnen. De vermoedens dat culturele verschillen een rol spelen bij ‘gezondheidsge-drag’ worden ondersteund door een SCP-onderzoek naar culturele verschil-len van medische consumptie. Dat onderzoek wijst uit dat rooms-katho-lieken de gezondheid belangrijker achten dan protestanten en niet-gelovigen (Kooiker 1996). In het onderzoek wordt een verband gelegd met de waarde die men aan de gezondheid hecht en de neiging om een arts te raadplegen. In het onderzoek wordt echter geen verband vastgesteld tus-sen het raadplegen van een arts en het daadwerkelijke gebruik maken van voorzieningen. De indicatoren die voor het Regenboogproject zijn gebruikt laten desondanks een opmerkelijk verschil zien tussen Zuid-Limburg en de rest van Nederland. Zo is het specialistenbezoek na standaardisatie voor leeftijd in Zuid Limburg bovengemiddeld hoog (zie figuur 7.5) evenals het medicijngebruik (zie figuur 7.6), en benaderen deze cijfers het Duitse ni-veau van zorgconsumptie. Dat laat onverlet dat de koppeling tussen het katholieke geloof en de zorgconsumptie niet zonder meer eenduidig is. Het is mogelijk dat culturele effecten in combinatie met de sociaal-econo-mische situatie in Limburg leiden tot een grotere geneigdheid tot zorg-vraag. Eerder is getoond dat in (delen van) Limburg sprake is van een si-tuatie van geaccumuleerde armoede. Situaties van langdurige armoede leiden veelal tot een gebrek aan initiatief en een gevoel van afhankelijk-heid. In dergelijke situaties hebben gezinnen vaak onvoldoende kracht om kinderen op te vangen. In dit verband wijzen experts op een RMO-advies Sprekend opvoeden. Volgens de analyse in dit advies is sprake van ver-dunning van de pedagogische infrastructuur in Nederland. De gedachte is dat door een toename van draaglast op gezinnen de neiging tot problema-tiseren is ontstaan. In Limburg is dit effect extra sterk door het wegvallen van de kerk en een veranderde samenstelling van de bevolking. De histo-risch gewortelde cultuur uit de tijd van de mijnen en de rooms-katholieke kerk leiden in combinatie met een grote hoeveelheid kansarme gezinnen tot een gebrek aan zelfredzaamheid.

Ape 64

Figuur 7.5: Specialistenbezoek per GGD regio, gestandaardiseerd naar leeftijd, Regenboogproject 1998-2001

Bron: RIVM, GGD en CBS, Regenboogproject

Figuur 7.6: Medicijngebruik per GGD regio, gestandaardiseerd naar leef-tijd, Regenboogproject 1998-2001

Bron: RIVM, GGD, CBS, Regenboogproject

Ape 65

Ten slotte moet worden opgemerkt dat regionale verschillen in geneigd-heid tot zorgconsumptie het resultaat zijn van een langdurige historische ontwikkeling. Het duurt eveneens lang voordat deze consumptiepatronen kunnen worden gewijzigd. Dat geldt ook voor de jeugdzorg. Van provincies kan niet worden verwacht dat zij van de ene op de andere dag erin slagen om het beroep op de jeugdzorg fors terug te dringen. Dit is een proces van lange adem waarmee in de verdeelsystematiek nadrukkelijk rekening moet worden gehouden.

7.5 Zorgaanbod

7.5.1 Beleid

De in de vorige paragrafen genoemde culturele factoren spelen naar ver-wachting ook een rol aan de aanbodkant van de jeugdzorg en de aanpa-lende voorzieningen. Het aanbod speelt immers in op de vraag. Volgens een van de geïnterviewde experts heeft Limburg historisch gezien altijd voorop gelopen in nieuwe hulpverlening en voorzieningen. Het beleid is er volgens deze expert onvoldoende op gericht de zelfredzaamheid van men-sen te stimuleren. Dit laatste is overigens een proces van lange adem. Vol-gens de expert kent de politiek een cultuur van het overnemen van pro-blemen; bijvoorbeeld door het oprichten van voorzieningen in achter-standswijken. Daar staat naar onze mening tegenover dat het goed is als de zorg daar wordt ingezet waar de behoefte groot is. De expert claimt dat kinderen te gemakkelijk naar residentiële voorzieningen of het Bureau Jeugdzorg worden verwezen. Het is lastig om dit empirisch te onderbou-wen. In hoofdstuk 3 hebben we daarnaast gezien dat het beroep op de jeugd-GGZ in Limburg relatief laag is. Dat hangt zowel samen met het aanbod van de jeugd-GGZ als van de provinciale jeugdzorg. Het relatief beperkte aanbod van jeugd-GGZ wordt mede gecompenseerd door een ruimer aan-bod van provinciale jeugdzorg. Bij financiering van de provinciale jeugd-zorg houdt de rijksoverheid niet expliciet rekening met deze verwevenheid tussen beide zorgvormen.

Ape 66

7.5.2 Taakstelling Bureau Jeugdzorg

Het reguliere beleid voor het Bureau Jeugdzorg wordt door elke provincie afzonderlijk bepaald. Uit het uitvoeringsprogramma Jeugdzorg van de Pro-vincie Limburg (2008a) blijkt dat de provincie relatief veel belang hecht aan de taakstelling van Bureau Jeugdzorg op het gebied van consultatie en deskundigheidsbevordering op scholen (zorgstructuren). Hiervoor bestaan geen landelijke financiële normen. Bureau Jeugdzorg Limburg zet conform het provinciale beleid structureel circa 10% van de formatie in voor ver-sterking van het voorliggende veld (consultatie en dienstverlening), maar de afgelopen jaren heeft deze inzet hoger gelegen door extra middelen van de provincie voor de inzet binnen het onderwijs en doordat het voor-liggende veld extra middelen bij Bureau Jeugdzorg heeft ingekocht voor ondersteuning. Deze inzet is vooral gerealiseerd binnen de zorgstructuren van het basis- en voortgezet onderwijs. De inzet richt zich op deskundig-heidsbevordering van beroepskrachten in het voorliggende veld en op de vroegtijdige onderkenning van problemen/hulpvragen. Door deze actieve opstelling heeft het Bureau Jeugdzorg Limburg een relatief groot bereik. Dat kan zowel leiden tot een voorkoming van het beroep op Bureau Jeugd-zorg als tot een vroegtijdige verwijzing naar het Bureau Jeugdzorg. Het aantal aanmeldingen is volgens opgave van Bureau Jeugdzorg de af-gelopen jaren fors afgenomen: van 4.995 in 2006 naar 3.344 in 2008. Dit heeft te maken met een verschuiving in het accent van Bureau Jeugdzorg van vragen rond opvoeden en opgroeien naar jeugdigen die (ernstig) in hun ontwikkeling worden bedreigd. Daardoor is de drempel voor een aan-melding bij Bureau Jeugdzorg hoger geworden. Volgens het Bureau Jeugd-zorg speelt daarnaast mogelijk een rol dat huisartsen in toenemende mate cliënten rechtstreeks naar GGZ verwijzen in plaats van naar Bureau Jeugdzorg. Ondanks de daling van het aantal aanmeldingen blijft het aan-tal indicatiebesluiten in Limburg de laatste jaren redelijk stabiel.

7.5.3 Speciaal onderwijs

Een van de geïnterviewde experts uit het veld van maatschappelijk wel-zijnswerk wijst er op dat in Limburg een selecterende werking uitgaat van het onderwijssysteem. Volgens deze expert spelen het opleidingsniveau en de sociaal-economische status van de ouders nog steeds een grote rol bij bestaande onderwijsproblemen in Limburg. Het beroep op het speciaal onderwijs neemt toe. Onderzoek naar de ver-klaring van cluster-4 onderwijs wijst uit dat Noord- en Midden-Limburg

Ape 67

koplopers zijn qua groei van het aantal indicaties voor speciaal onderwijs (De Greef en Van Rijswijk 2006). Volgens dit onderzoek was een wettelijke wijziging in 2003 de oorzaak van deze toename. Door introductie van de leerlinggebonden financiering (“het rugzakje”) worden cluster-4 kinderen, die eerst ambulante begeleiding kregen, sindsdien doorverwezen naar het speciaal onderwijs. De nieuwe mogelijkheden die ontstonden door de nieuwe wetgeving zijn door het veld opgepakt. Dit heeft geleid tot een ac-tieve en outreachende inzet van de nieuwe mogelijkheden. Vóór 2003 wa-ren er ongeveer 100 cluster-4 kinderen (waarvan 80% ASS – autisme spectrum stoornissen) in het speciaal onderwijs. Na 2003 is dit aantal ge-stegen tot 400 kinderen in Noord-Limburg en 500 kinderen in Midden-Limburg. Deze kinderen krijgen voordat ze in het speciaal onderwijs te-rechtkomen een indicatie van Bureau Jeugdzorg. Er zijn (mede daarom) samenhangen tussen het hoge beroep op het speciaal onderwijs en het hoge beroep op jeugdzorg.

7.6 Conclusies

Gezien de slechte gezondheidstoestand van de Limburgse bevolking mag worden verwacht dat het hoge beroep op jeugdzorg en aanpalende voor-zieningen in Limburg mede wordt veroorzaakt door een slechtere gezond-heid van Limburgse jongeren en hun ouders. Het aanbod van provinciale jeugdzorg speelt hierin actief op in. Op basis van geraadpleegde literatuur en gehouden interviews kan daarnaast worden geconcludeerd dat aan het hoge beroep op de jeugdzorg ook een sociaal-culturele verklaring ten grondslag ligt. De historische context van de mijnindustrie en de rooms-katholieke kerk maken dat in Limburg een relatief sterk beroep op (jeugd)voorzieningen wordt gedaan. In het zorgaanbod wordt daarmee rekening gehouden. De relatief grote geneigdheid tot (jeugd)zorgcon-sumptie is het resultaat van een langdurig historisch proces. Het duurt eveneens lang voordat deze consumptiepatronen veranderen. Van provin-cies kan niet worden verwacht dat zij van de ene op de andere dag erin slagen om het beroep op de jeugdzorg fors terug te dringen. Dit is een proces van lange adem waarmee in de verdeelsystematiek nadrukkelijk rekening moet worden gehouden. Het aantal kansarme gezinnen is in Limburg bovendien relatief groot, on-danks het feit dat de provincie relatief weinig niet-westerse allochtonen telt. De situatie van geaccumuleerde armoede in bepaalde delen van de provincie en daarnaast de cultuur van het uit handen nemen van proble-men hebben mogelijk bijgedragen aan een beperkte zelfredzaamheid van

Ape 68

de bevolking in Limburg, en daarmee aan het relatief grote beroep op de provinciale jeugdzorg. In de onderwijsfinanciering wordt via de impulsge-bieden rekening gehouden met de cumulatie van armoede in bepaalde postcodegebieden. Vooral Zuid-Oost Limburg kent een sterke oververte-genwoordiging van dergelijke achterstandsgebieden. Het is opvallend dat in het verdeelmodel voor de jeugdzorg geen rekening wordt gehouden met de aanwezigheid van dergelijke impulsgebieden, terwijl het om een verge-lijkbare problematiek als in het onderwijs gaat.

Ape 69

LITERATUUR

Asselt, M.M. van, G.J. Mazzola, A. Notenboom en R. Goudriaan, 2008,

Doorontwikkeling van het risicovereveningsmodel voor de genees-kundige GGZ: Nieuwe schattingen met gegevens van 2007, Den Haag: APE (APE-rapport 551).

Bellaert, H. en F. Azrar 2003, Jeugdzorg zonder drempels: eindverslag van een project over de toegankelijkheid en de kwaliteit van de jeugd-zorg voor allochtone cliënten, Utrecht: Forum.

Bogt, T. ter, S. Van Dorsselaer en W. Vollebergh, 2003, Psychische ge-zondheid, risicogedrag en welbevinden van Nederlandse scholieren: HBSC Nederland 2002, Utrecht: Trimbos Instituut.

Bildt A. de, S. Sytema, D. Kraijer, C. Ketelaars, F. Volkmar en R. Minde-raa, 2003, Measuring pervasive developmental disorders in children and adolescents with mental retardation, Journal of Autism and De-velopmental Disorders 33, blz. 595-605.

Dorsselaer, S. van, E. Zeijl, S. van den Eeckhout, T. ter Bogt, en W. Volle-bergh, 2007, HBSC 2005. Gezondheid en welzijn van jongeren in Ne-derland. Utrecht: Trimbos Instituut.

Goodman, R., 1997, The Strengths and Difficulties Questionnaire: A Re-search Note, Journal of Child Psychology and Psychiatry 38, blz. 581-586.

Greef, E.E.M. de, en C.M. van Rijswijk, C., 2006, De groei van de deelna-me aan cluster 4: Opvattingen over oorzaken en groeibeperkende maatregelen, Den Haag: Landelijke Commissie Toezicht Indicatiestel-ling.

Inspectie voor de Gezondheidszorg/Inspectie Jeugdzorg, 2006, Toegang naar jeugd-GGZ kan sneller en beter: Thematische toezichtronde samenwerking Bureaus Jeugdzorg en jeugd-GGZ, Amsterdam/ Utrecht: Inspectie voor de Gezondheidszorg.

Jongerenonderzoek, 2005, Onderzoek door GGD’en naar het middelenge-bruik en (riskant) gedrag bij Limburgse scholieren in het voortgezet onderwijs, Venlo/ Geleen: GGD Limburg.

Kempen, van H. en E. Zeijl, E., 2009, Drempel jeugdzorg te hoog voor meisjes of te laag voor jongens?, in: M/V, SCP Nieuwjaarsuitgave 2009, Den Haag: SCP.

Kooiker, S.E., 1996, Patiënt en professie: Culturele determinanten van medische consumptie, Rijswijk: Sociaal Cultureel Planbureau.

Ape 70

Linschoten, R.L.O., K.P Goudswaard en J.A. Kamps, 2008, Verkeerd ver-bonden: Naar houdbare voorzieningen voor jeugdigen, Taskforce in-voering maatregelen AWBZ-zorg voor jeugd-LVG en jeugd-GGZ.

Lege, W.A. de, 1996, Medische consumptie in de huisartspraktijk op Urk, Groningen: Rijksuniversiteit Groningen.

Messing, F.A.M., 1988, De Mijnsluiting in Limburg, Leiden: Martinus Nijhoff Publishers.

Notenboom, A., R. Goudriaan, G.J. Mazzola en M.M. van Asselt, 2008, Analyse van negatieve herverdeeleffecten van het verdeelmodel voor de WMO, Den Haag: APE (APE-rapport 592).

Provincie Limburg, 2008, Leven in Limburg: samen en gezond: kadernota (wonen), welzijn en zorg 2008-2012, Maastricht: Provincie Limburg.

Provincie Limburg, 2008a, Uitvoeringsprogramma Jeugdzorg, Maastricht: Provincie Limburg.

RIVM, 2002, Risicofactoren en gezondheidsevaluatie Nederlandse bevol-king: een onderzoek op GGD’en (Regenboogproject), Bilthoven: RIVM.

RMO, 2001, Aansprekend opvoeden, Den Haag: Raad voor de Maatschap-pelijke Ontwikkeling.

SCP, versie september 2008, Ontwerp van een verdeelmodel voor de Pro-vinciale Jeugdzorg, Den Haag: Sociaal en Cultureel Planbureau.

Steketee, M., J. Mak en B. Thierolf, 2008, Kinderen in Tel: Databoek 2008, Utrecht: Verweij-Jonker Instituut.

Stevens, J., E. Pommer, H. van Kempen, E. Zeijl, I. Woittiez, K. Sadiraj, R. Gilsing en S. Keuzenkamp, 2009, De jeugd een zorg: Ramings- en verdeelmodel jeugdzorg 2007, Den Haag: Sociaal en Cultureel Plan-bureau.

Verhulst, F.C, J. van der Ende, F. Ferdinand, M.C. Kasius, 1997, The prevalence of DSM-III-R diagnoses in a national sample of Dutch adolescents, Archives of General Psychiatry 54, blz. 329-336.

Verstraten, H. en C.P.M. van Halen, 2006, Bruggen slaan: een Gelderse studie naar de aansluiting tussen de vrijwillige jeugdzorg en alloch-tonen, Nijmegen: Radboud Universiteit.

Ape 71

BIJLAGE A: GESTILEERD VOORBEELD LOGISTISCH MODEL

In paragraaf 3.3.4 betogen wij dat de wijze waarop het SCP de gewichten – verkregen uit de schatting van een logistisch model op individueel ni-veau - naar provinciaal niveau vertaalt niet correct is. We illustreren dit aan de hand van een getallenvoorbeeld. Stel: in een regio zijn 50% van de kinderen van het mannelijk geslacht, is 10% laag opgeleid, is 20% niet-westerse allochtoon, woont 10% in een eenoudergezin en heeft 10% een laag inkomen. Gegeven deze randtotalen berekenen we de kans op een probleemkind – volgens de methodiek van het SCP - als volgt: Kans = 1/(1+exp(-(2,05*0,50+2,85*0,10+1,6*0,20+2*0,1+2*0,1))) Tussen de haakjes van de ‘exp’ [getal e] staan de percentages vermenig-vuldigd met de bijbehorende gewichten. De kans op een probleemkind is in deze regio 0,884.39 Als we vervolgens de odds berekenen van de kans [odds=kans/1-kans] en daarvan de natuurlijke logaritme [ln(odds)] dan verkrijgen we een getal dat in het SCP rapport het ‘gewicht per kind’ wordt genoemd (zie kolom 7 in Tabel 2 op blz. 17). De risicofactoren kunnen echter verschillend verdeeld zijn over de jonge-ren in de regio terwijl op geaggregeerd niveau de scores gelijk zijn. Situa-tie 1 en situatie 2 in ons voorbeeld illustreert dit (zie tabel A.1). Stel, er wonen tien jongeren in de regio. In situatie 1 zijn de risicofactoren ver-spreid over alle jongeren (alle jongeren hebben één risicofactor). Per jon-gere berekenen we een kans op probleemkind (zoals boven is weergege-ven). De gemiddelde kans is 0,88. Dit ligt dicht in de buurt van de geag-gregeerde kans (0,884). Dit geldt niet voor situatie 2, waarin de risicofac-toren voornamelijk samenkomen bij kind 6 en 7. De gemiddelde kans is in deze situatie 0,72 en dit is veel lager dan de kans op geaggregeerd niveau (0,884). De afwijking tussen de berekeningen op individueel niveau en ge-aggregeerd niveau is behoorlijk groot in situatie 2. We achten situatie 2 realistischer dan situatie 1 – niet-westerse allochtonen bijvoorbeeld zijn vaker laag opgeleid en behoren vaker tot de lagere inkomensgroepen. Naar verwachting worden in regio’s waar problemen samenkomen in een

39 Deze kans lijkt heel groot, maar de baseline-kans op probleemkind (als alle

risicofactoren afwezig zijn) in het SCP-model is 0,5.

Ape 72

kleinere groep mensen (de stadsregio’s) het aantal probleemkinderen overschat. Dit is de consequentie van het incorrect vertalen van gewichten uit een niet-lineair model naar een hoger aggregatieniveau.

Ape 73

Tabel A.1: Gestileerd voorbeeld logistisch model

GEAGGREGEERDE SCORES NAAR REGIOKans

Gewicht 1 Jongen Gewicht 2 Laag opgeleid Gewicht 3 N-west allocht Gewicht 4 Een-ouder Gewicht 5 Laag ink probleemkind Odds LN(odds)regio 2,05 0,50 2,85 0,10 1,6 0,20 2 0,10 2 0,10 0,884 7,61 2,03

SITUATIE 1Kans

Gewicht 1 Jongen Gewicht 2 Laag opgeleid Gewicht 3 N-west allocht Gewicht 4 Een-ouder Gewicht 5 Laag ink probleemkind Odds LN(odds)kind 1 2,05 1 2,85 0 1,6 0 2 0 2 0 0,886 7,77 2,05kind 2 2,05 0 2,85 1 1,6 0 2 0 2 0 0,945 17,29 2,85kind 3 2,05 0 2,85 0 1,6 1 2 0 2 0 0,832 4,95 1,60kind 4 2,05 1 2,85 0 1,6 0 2 0 2 0 0,886 7,77 2,05kind 5 2,05 1 2,85 0 1,6 0 2 0 2 0 0,886 7,77 2,05kind 6 2,05 1 2,85 0 1,6 0 2 0 2 0 0,886 7,77 2,05kind 7 2,05 0 2,85 0 1,6 1 2 0 2 0 0,832 4,95 1,60kind 8 2,05 0 2,85 0 1,6 0 2 1 2 0 0,881 7,39 2,00kind 9 2,05 1 2,85 0 1,6 0 2 0 2 0 0,886 7,77 2,05kind 10 2,05 0 2,85 0 1,6 0 2 0 2 1 0,881 7,39 2,00

Gem kans Odds(gem kans) LN(odds(gem kans))0,880 7,34 1,99

SITUATIE 2Kans

Gewicht 1 Jongen Gewicht 2 Laag opgeleid Gewicht 3 N-west allocht Gewicht 4 Een-ouder Gewicht 5 Laag ink probleemkind Odds LN(odds)kind 1 2,05 1 2,85 0 1,6 0 2 0 2 0 0,886 7,77 2,05kind 2 2,05 0 2,85 0 1,6 0 2 0 2 0 0,500 1,00 0,00kind 3 2,05 0 2,85 0 1,6 0 2 0 2 0 0,500 1,00 0,00kind 4 2,05 1 2,85 0 1,6 0 2 0 2 0 0,886 7,77 2,05kind 5 2,05 0 2,85 0 1,6 0 2 0 2 0 0,500 1,00 0,00kind 6 2,05 1 2,85 1 1,6 1 2 1 2 0 1,000 4914,77 8,50kind 7 2,05 1 2,85 0 1,6 1 2 0 2 1 0,996 284,29 5,65kind 8 2,05 0 2,85 0 1,6 0 2 0 2 0 0,500 1,00 0,00kind 9 2,05 1 2,85 0 1,6 0 2 0 2 0 0,886 7,77 2,05kind 10 2,05 0 2,85 0 1,6 0 2 0 2 0 0,500 1,00 0,00

Gem kans Odds(gem kans) LN(odds(gem kans))0,715 2,51 0,92

Ape 75

BIJLAGE B: LIJST VAN GERAADPLEEGDE EXPERTS

Antoine van Helvoirt, Directeur het Poortje, school voor speciaal onderwijs, Venlo Jaap Noorda, onderzoeker bij Instituut Jeugd en Welzijn, Vrije Universiteit Amsterdam Paul Jungbluth, als onderzoeker verbonden aan de Universiteit van Maas-stricht Henk Geelen, beleidsmedewerker Trajekt, Organisatie voor welzijnswerk, Maastricht Gerard van de Straat, secretaris van de Raad van Bestuur Bureau Jeugd-zorg Limburg Irene van Oostrum, beleidsmedewerker Epidemiologie GGD Nederland Jacqueline de Vreede, beleidsmedewerker Epidemiologie GGD Zuid Lim-burg