Oppgrader til nyeste versjon av Internet eksplorer for best mulig visning av siden. Klikk her for for å skjule denne meldingen
Ikke pålogget
{{session.user.firstName}} {{session.user.lastName}}
Du har tilgang til Idunn gjennom , & {{sessionPartyGroup.name}}

Hva kjennetegner ungdom som går på norske fritidsklubber og ungdomshus?

Characteristics of youths attending youth clubs in Norway
Forsker II, Velferdsforskningsinstuttet NOVA, OsloMet
Forsker III, Velferdsforskningsinstituttet NOVA, OsloMet

Denne artikkelen undersøker hva som kjennetegner norske ungdommer som bruker fritidsklubber. Er det noen trekk ved ungdommers sosiale bakgrunn, helsesituasjon, sosiale relasjoner, fritidsmønster eller eventuell problematferd som øker eller reduserer sannsynligheten for at ungdom bruker fritidsklubbene? Og i hvilken grad varierer dette mellom kommuner av ulik størrelse? Analysene viser at ungdom som går på fritidsklubb ikke skiller seg mye fra ungdom som ikke bruker klubbene. Samtidig er tendensen til å bruke klubbene høyest blant ungdom som har relativt få sosioøkonomiske ressurser hjemme og blant dem som er mest utilfreds med egen helse, eller som i størst grad er utsatt for vold eller mobbing eller begår regelbrudd. Analysen viser videre at ungdom som går på fritidsklubb, i stor grad også driver med andre organiserte fritidsaktiviteter som for eksempel idrett. Dette funnet brukes i artikelen i en diskusjon av hvorvidt klubbene kan virke forebyggende mot ulike typer ungdomsproblemer. Diskusjonen tar utgangspunkt i svensk forskning, som har påvist sammenheng mellom det å gå på fritidsklubb og det å være involvert i kriminalitet og regelbrudd. Artikkelen bygger på spørreskjemasvar fra et landsrepresentativt utvalg av norske ungdommer i alderen 13 til 16 år i årene 2015 til 2017 N=117 429.

Nøkkelord: fritidsklubb, ungdomsklubb, fritidsaktivitet, forebygging

This article investigates the social background, health, social relations and social behaviour of youth who attend youth or leisure clubs in Norway. The analysis is based on questionnaire responses from a nationally representative sample of youths (aged 13–16) between 2015 and 2017. We ask how these variables affect the likelihood of individuals attending youth clubs, and how this may vary between municipalities of different demographic size. Further, we investigate whether youth attending clubs also report that they are engaged in other organized leisure activities. The analysis shows that youths who attend youth clubs, and youths who do not use such clubs, are essentially similar. However, the likelihood of attending youth clubs increases with low level of socio-economic resources, the presence of health problems, being a victim of violence or bullying, or involvement in criminal offending. Some differences between small and large municipalities are discernible. Further, the analysis shows that youths who attend youth clubs also engage in other organized leisure activities such as sports. This finding brings nuance to the discussion on the effect of youth clubs as a social policy measure in Norway N=117 429.

Keywords: youth club, leisure club, leisure activities, preventive measure, Norway

Innledning

Den første norske fritidsklubben åpnet på Hammersborg i Oslo i 1953 etter inspirasjon fra Sverige og Storbritannia, hvor lignende tiltak hadde vært i drift siden før annen verdenskrig (Fauske, Vestby & Carlsson, 2009; Lindström, 2012). I mellomtiden hadde fritids- og ungdomsklubber blitt etablert i København. Deretter økte utbredelsen av fritidsklubber i hele Skandinavia i takt med utviklingen av en særskilt ungdomspolitikk i etterkrigstiden (Kofod, 2009; Forkby, 2014). Den opprinnelige ideen bak fritidsklubbene i disse tre landene var å skape trygge samlingssteder med enkle og rimelige aktivitetstilbud for ungdom i byene, hvor trange boforhold gjorde det vanskelig å møte venner hjemme. En like viktig hensikt med klubbene var å holde ungdommene borte fra rus, kriminalitet og gjengdannelse.

De norske fritids- og ungdomsklubbene har fått en sentral posisjon som fritidsaktivitet og møtested for ungdom over hele landet. Nest etter det å ha deltatt i et idrettslag, er det å være på klubb den vanligste organiserte fritidsaktiviteten blant dagens norske ungdomsskoleelever av begge kjønn: én av tre 13–16 åringer har vært på fritidsklubb, ungdomsklubb eller ungdomshus sist måned (Bakken, 2019). I 2018 rapporterte norske kommuner om ansvar for i alt 670 fritidsklubber eller lignende tilbud (Statistisk Sentralbyrå, 2019). Det opprinnelige fritidsklubbkonseptet er mer eller mindre videreført ved aktivitetene som tilbys og tilstedeværelsen av voksne som kan gi råd, veiledning eller bare muligheten for en prat (Vestel & Smette, 2007). Fritidsklubbene i Norge, Danmark og Sverige beskrives som en sone fri for ytre krav, hvor samværet og den lystbetonte aktiviteten står i sentrum (Vestel & Hydle, 2009; Lindström, 2012; Brinkmann, 2011).

I Norge har fritidsklubbene, på samme måte som skolene, ofte blitt brukt som kontaktpunkt mellom det kommunale tjenesteapparatet og ungdom som har en risikofylt livsstil eller problemer i hjemmet (Vestel & Hydle, 2009). Norske helsemyndigheter har i «Program for folkehelsearbeid i kommunene» pekt på fritidsklubber som en sentral innsatsarena for folkehelsearbeid rettet mot barn og unge (Helsedirektoratet, 2017). Fremheving av klubbfeltet i folkehelsearbeidet kan ses i lys av erfaringene som mange fritidsklubber har fra å følge opp ungdom som kan trenge ekstra hjelp og støtte. Forskning har også vist at fritidsklubber gjerne oppsøkes av ungdom fra familier hvor foreldrene har lav inntekt eller utdanning (Pedersen, 2008; Øia, 2009). Motsatt oppsøker ungdom fra lavinntektsfamilier i mindre grad strukturerte fritidsaktiviteter som idrett og tradisjonelt organisasjonsliv (Strandbu, Gulløy, Andersen, Seippel & Dalen, 2017; Bakken, 2018, 2019; Bonnesen, 2018; Ekholm, Dahlstedt & Rönnbäck, 2019). Dette forholdet har betydning for valg av fritidsklubber som en folkehelsearena, idet en viktig målsetting i den nasjonale folkehelsepolitikken er å utjevne sosiale forskjeller i helse.

Studier fra Sverige og Storbritannia har imidlertid påvist en økt statistisk sannsynlighet for kriminalitet og andre utslag av uønsket atferd blant ungdom som går på fritidsklubb sammenlignet med ungdom som driver andre typer organiserte fritidsaktiviteter (Mahoney & Stattin, 2000; Mahoney, Stattin & Magnusson, 2001; Feinstein, Bynner & Duckworth, 2006). Mahoney og Stattin (2000) forklarer dette med at ungdom med problematferd kan trekkes mot fritidsklubbene på grunn av lave krav til det å delta i aktiviteten og samværet. Ungdom som ønsker å gjøre det godt på skolen og som har sterkere selvdisiplin, tiltrekkes i større grad av aktiviteter som setter høyere krav til struktur, fast oppmøte og trening. Eksempler på slike aktiviteter er idrett og kulturskole. Mahoney & Stattin (2000) kaller slike ungdommer for «competent peers».

I Norge er slike forhold tidligere bare undersøkt med data fra Oslo i 2006 (Pedersen, 2008; Øia, 2009). I denne artikkelen undersøker vi derfor den sosiale sammensetningen av ungdom som bruker fritidsklubber i hele landet. Vi analyserer opplysninger om sosial bakgrunn, helse, sosiale relasjoner og eventuell problematferd rapportert av ungdom som oppgir at de går på fritidsklubb, og sammenligner med tilsvarende opplysninger fra ungdommer som ikke går på fritidsklubb. Vi legger særlig vekt på i hvilken grad ungdom som går på fritidsklubb, oppgir at de også driver med andre organiserte fritidsaktiviteter. Dette kan vise hvorvidt klubbtilbudet også er attraktivt for gruppen som Mahoney og Stattin (2000) betegner for «competent peers». Vår analyse bygger på spørreskjemasvar fra et landsrepresentativt utvalg på 117 429 ungdommer (alder 13–16 år) som har deltatt i Ungdata-undersøkelsene i perioden 2015 til 2017.

Samtidig er det kjent at det er stor variasjon i fritidsklubbtilbudet i de ulike delene av landet, både i utforming (Ungdom og Fritid, 2017) og hvor mange av ungdommene i et lokalmiljø som bruker klubben (ungdata.no, 2019). Ungdata-materialet gir oss ikke mulighet til å kartlegge dette på klubbnivå. I denne artikkelen gir vi en indikasjon på slik variasjon når vi undersøker hvordan kjennetegn ved ungdom som bruker fritidsklubb, varierer mellom små og store kommuner basert på folketall i kommunene.

Fritidsklubber som forebygging og samfunnsbygging

Fauske mfl. (2009) beskriver hvordan etableringen av norsk statlig ungdomspolitikk etter 1945 la vekt på verdien av å delta i foreningsarbeid, friluftsliv, hobby- eller kulturaktiviteter. Fritidsaktivitetene skulle bidra til at tiden som ble til overs etter arbeid eller skole fikk innhold og mening. I tillegg kunne fritidsaktivitetene fremme sosialisering, dannelse og læring. I samfunnsplanleggingen ble ungdoms manglende deltakelse i fritidsaktiviteter sett som hinder for inkludering i samfunnet, som er og har vært blant de overordnede målene for velferdsstaten. En norsk statlig komité anbefalte derfor i 1950 at det ble opprettet et offentlig fritidstilbud i storbyene for ungdom som ikke fant seg til rette i det tradisjonelle organisasjonslivet (Fauske mfl., 2009).

I de kommunale fritidsklubbene har kommunen det økonomiske ansvaret og lønner klubbpersonale, som oftest i deltidsstillinger eller i små stillingsbrøker. Klubbtilbud kan likevel være ustabile og omskiftelige, alt etter ungdommenes interesse, oppslutning og engasjement, samt kommunens prioritering av tilbudet (Fauske mfl., 2009; Haugsevje, Hylland & Stavrum, 2016). Fritidsklubber eller lignende åpne fritidstiltak for ungdom kan også drives av frivillige organisasjoner eller private (Gjertsen & Olsen, 2011). Selv om betingelsene for klubbtilbud kan variere, er fritidsklubbene opprettholdt i norske byer og lokalsamfunn som et møtested for ungdom som primært søker det sosiale samværet, og hvor det ikke stilles krav om særskilte ferdigheter eller interesser for å delta. Tilbudet er enten gratis eller har en lav og nærmest symbolsk inngangsbillett, og det kreves normalt ikke foreldreinnsats. Som regel vil det heller ikke stilles krav til jevnlig oppmøte eller innsats, ut over det som ungdommene selv legger opp til (Gjertsen & Olsen, 2011).

Til tross for at fritidsklubber har vært del av et kommunalt tjenestetilbud i snart 70 år, eksisterer det ingen overordnet, nasjonal politikk for dette tilbudet (Andersen & Seland, 2019). Et forslag om lovfesting av kommunale fritidsklubber ble utredet i 2009, men som del av fritidssektoren under det kommunale selvstyret ble klubbfeltet vurdert som lite egnet for statlig styring (Fauske mfl., 2009: 10). Samtidig har synet på betydningen av fritidsklubber utviklet seg i takt med synet på ungdom, ungdomstid og ungdomsproblemer. Fra å bli omtalt som virkemidler i bekjempelse av narkotikaproblemet på 1960- og 1970-tallet fikk klubbene gradvis anerkjennelse som arena for en egen ungdomskultur. Et nytt ungdomspolitisk perspektiv, som fremhevet ungdom som ressurs fremfor kilde til problemer, fikk deretter gradvis prege synet på fritidsklubber i alle de tre skandinaviske landene fra ca. 1980. I dette perspektivet ble fritidsklubbene ytterligere omtalt som arena for ungdoms medvirkning og medbestemmelse, initiativ, mestring, selvkontroll og oppøving av ferdigheter (Fauske mfl., 2009; Vestel & Hydle, 2009; Kofod, 2009; Forkby, 2014). Gjennom denne utviklingen har klubbene fått en uttalt samfunnsbyggende rolle, samtidig som synet på klubben som tiltak for å motvirke rus og kriminalitet blant ungdom er beholdt.

I de siste årene har det oppstått en ny dreining i det opprinnelige forebyggingsperspektivet på fritidsklubbers rolle i samfunnet idet norske helsemyndigheter omtaler klubbene som arena for å fremme trivsel og livskvalitet blant barn og unge. Dette kan ses som svar på økende forekomst av depresjon, angst og ensomhet i denne aldersgruppen, og som for øvrig er omtalt blant vår tids største helseutfordringer (Collishaw, 2015; von Soest & Wichstrøm, 2014). I Meld. St. nr. 19 (2014-2015), som legger grunnlag for satsingen «Program for folkehelsearbeid i kommunene», fremheves fritidsklubbene som steder der ungdom kan bli inkludert og oppleve sosial støtte i et miljø av jevnaldrende og voksne. Ensomhet og mangel på sosial støtte utelukker ifølge helsemyndighetene barn og unge fra å oppleve mestring av utfordringer i livet, som igjen medfører risiko for dårligere psykisk og fysisk helse (Helsedirektoratet, 2014). Denne folkehelsesatsingen viderefører samtidig synet på klubben som viktig redskap for å motvirke rusbruk blant ungdom.

Tidligere forskning om klubbungdom

En ekspertutredning om ungdoms fritidsmiljø (Fauske mfl., 2009) og en kartlegging av åpne fritidstiltak for ungdom (Gjertsen & Olsen, 2011) fastslår at fritidsklubber er et lite utforsket felt i den norske fagfellevurderte akademiske litteraturen. Våre litteratursøk i norske baser som idunn.no og oria.no bekrefter at dette gjelder fremdeles. Enkelte forskningsrapporter har imidlertid holdt oppmerksomhet på feltet. Det foreligger noe kvalitativ forskning publisert i rapportform om ungdomsklubber som sentrale fritids- og forebyggingsarenaer, kulturelle fenomener eller ungdomstiltak (Isachsen mfl., 1999; Smette, 2005; Vestel & Smette, 2007; Vestel & Hydle, 2009). Det er også gjennomført kartlegginger basert på informasjon fra ansvarlige i kommunene eller personell på fritidsklubbene (Gjertsen & Olsen, 2011; Ungdom og Fritid, 2017). Videre har omfang og hyppighet av bruk av fritidsklubber jevnlig blitt publisert som del av Ungdata-undersøkelsene (se for eksempel Bakken, 2013, 2019).

Norske spørreundersøkelser har vist at ungdommer som vokser opp i familier som har få sosioøkonomiske ressurser, bruker fritidsklubber noe oftere enn dem som har mest ressurser hjemme (Hjorthol & Fyhri, 2009; Bakken, Frøyland & Sletten, 2016). Øia (2009) og Pedersen (2008) beskriver i to separate studier kjennetegn ved fritidsklubbungdom på bakgrunn av datamateriale fra 11 500 respondenter i spørreskjemaundersøkelsen Ung i Oslo 2006. Her blir det bekreftet en klar tendens til at fritidsklubbungdom kom fra hjem der ressursnivået var lavere sammenlignet med ungdommer som drev med andre typer organiserte fritidsaktiviteter.

Pedersen (2008) beskriver klubbungdommenes familiebakgrunn som forholdsvis risikobelastet gjennom foreldres arbeidsløshet, samlivsbrudd og lav kulturell kapital. Øia (2009) viser at klubbmedlemmene har et mer anstrengt forhold til foreldre og skole sammenlignet med ungdommer som er medlem av andre typer ungdomsorganisasjoner, og at flere deltar i antisosiale og kriminelle handlinger. Med grunnlag i det samme datamaterialet fant Pedersen (2008) likevel at sammenlignet med ungdom i andre typer fritidsaktiviteter, har ikke fritidsklubbungdommene en utpreget sårbar livsstil. Øias (2009) og Pedersens (2008) konklusjoner kan derfor synes å sprike noe i vurderingen av klubbungdommers sårbarhet og konsekvens i form av tendenser til problematferd.

Blant internasjonalt publiserte, engelskspråklige studier av fritidsklubber og klubbungdom finner vi særlig en hyppig sitert, longitudinell analyse av slik ungdom i Örebro i Sverige (Mahoney & Stattin, 2000; Mahoney et al., 2001; Mahoney, Stattin & Lord, 2004; Stattin, Mahoney, Persson & Magnusson, 2005). Samlet bygger disse artiklene på spørreskjemadata fra inntil 700 14-åringer og deres foreldre i årene 1997 og 1999, supplert av et lignende datamateriale fra 1960-årene som kombineres med senere data fra svensk strafferegister.

I Örebro-studien viser Mahoney og Stattin (2000) innledningsvis at ungdom som går på fritidsklubb, er hyppigere involvert i kriminalitet, aggressiv atferd, bruk av rusmidler, lovbrudd og skolefrafall enn ungdom som deltar i idrett, får opplæring på et musikkinstrument eller deltar i religiøs foreningsvirksomhet. Dette funnet følges opp av Mahoney et al. (2001) og Stattin et al. (2005), som i begge tilfeller påviser en sammenheng mellom det å være på fritidsklubb i 14-årsalderen og tilbøyelighet til å begå kriminalitet som voksen. I alle disse analysene fremstår sammenhengen mellom negativ atferd og det å være på fritidsklubb med betydelig statistisk signifikans, også etter at forskerne kontrollerer for trekk ved ungdommenes bakgrunn og familieforhold.

Ved å analysere den longitudinelle studien 1970 British Cohort Study fant Feinstein, Bynner og Duckworth (2006) at ungdomsklubbtilbudet var mer attraktivt enn andre fritidsaktiviteter blant ungdom som hadde svake skoleresultater og som kom fra familier med få økonomiske ressurser. Når respondentene senere ble intervjuet ved 30-årsalderen, var det flere som fortalte om sosial eksklusjon eller svekket økonomisk status, brudd i familiesituasjonen, lavere samfunnsdeltakelse eller kriminalitet blant dem som hadde vært på ungdomsklubb da de var 10 og 16 år gamle, sammenlignet med dem som ikke hadde vært på klubb. Feinstein et al. (2006) poengterer imidlertid at man ikke kan si om dette er effekter av klubbdeltakelse i seg selv eller utslag av sosial seleksjon av ungdom inn i denne typen fritidsaktivitet.

Innslaget av «competent peers» blant klubbungdom

Mahoney og Stattin (2000) argumenterer for at det eksisterer et årsaksforhold mellom graden av struktur i fritidsaktivitetene og kvaliteter ved det sosiale miljøet som dannes i forbindelse med aktivitetene. Fritidsaktiviteter med høy grad av struktur, som for eksempel organisert idrett eller opplæring på et musikkinstrument, fordrer som regel både at deltakerne har ambisjoner knyttet til innsats over tid og/eller har evne til samarbeid. Forskerne kaller ungdommer som oppfyller slike krav for «competent peers». Strukturerte fritidsaktiviteter tiltrekker seg i mindre grad ungdommer som utviser det Mahoney og Stattin (2000) kaller «antisocial behaviour», spesifisert som kriminell atferd, hærverk og rusbruk. Samvær med og påvirkning fra venner regnes som en sterk indikator og mulig forklaring på ungdommers atferd (Mahoney et al., 2004). Sett under ett gir Örebro-studien indikasjoner på at såkalt antisosial atferd kan forsterkes i fritidsklubber, idet aktivitetene der, som bordtennis, biljard og TV-spill, er «generally low in structure» (Stattin et al., 2005).

Når vi sammenholder de generelle målsettingene om forebygging og de forskningsbaserte fremstillingene av effektene av å gå på fritidsklubb, blir det tydelig at det sosiale miljøet i disse klubbene utgjør et kritisk felt, preget av sterke spenninger mellom positive og negative aspekter ved det å tilhøre et slikt fellesskap. For at det sosiale miljøet i fritidsklubbene kan virke forebyggende blant ungdommene som bruker klubben, vil en hypotese være at dette avhenger av hvem som er på klubben. Videre vil dette avhenge av hvordan de klubbansatte arbeider for å bygge opp et trygt, inkluderende og mestringsfremmende miljø i klubben.

For å undersøke den sosiale sammensetningen i de norske fritidsklubbene analyserer vi i denne artikkelen selvrapporterte data fra klubbungdom om sosial bakgrunn, helse, trivsel, sosiale relasjoner, eventuelle problematferd og deltakelse i andre organiserte fritidsaktiviteter. Deltakelse i andre organiserte fritidsaktiviteter vil indikere tilstedeværelsen av det vi i norsk oversettelse av Mahoney og Stattins (2000) begrep kaller «kompetente jevnaldrende». I diskusjonen som følger av analysen legger vi til grunn at den forebyggende effekten som klubbens sosiale miljø vil kunne ha på ungdom, vil styrkes i den grad klubbmiljøet også omfatter en betydelig andel «kompetente jevnaldrende» som kan virke normdannende for atferd. Vi undersøker først den sosiale sammensetningen av klubbungdommene på nasjonalt nivå, deretter på kommunenivå hvor vi skiller mellom kommuner av ulik størrelse. På denne måten synliggjør vi mulige forskjeller i klubbmiljø mellom mindre kommuner i geografisk periferi og befolkningstette bykommuner. Dette gjør vi ved å besvare følgende forskningsspørsmål:

  1. Hvilke trekk ved norske ungdommers sosiale bakgrunn, helsesituasjon, sosiale relasjoner, eventuelle problematferd og deltakelse i organiserte fritidsaktiviteter øker eller reduserer sannsynligheten for at ungdommene bruker fritidsklubber?

  2. Hvordan varierer dette mellom kommuner av ulik størrelse?

Data og metode

Ungdata er standardiserte spørreundersøkelser til norske elever i alderen 13–19 år, og har til hensikt å dekke helheten i ungdoms liv gjennom et bredt spekter av tema som foreldre og venner, skole, lokalmiljø, fritidsaktiviteter, helse og trivsel, rusmiddelbruk, risikoatferd og vold. Velferdsforskningsinstituttet NOVA ved OsloMet – storbyuniversitetet er i samarbeid med de regionale kompetansesentre på rusfeltet (KoRus) ansvarlig for gjennomføringen av Ungdata (ungdata.no, 2018). Generelt er Ungdataundersøkelsene av høy kvalitet. Spørreskjemaet bruker mange indikatorer som er mye brukt i annen forskning (se for eksempel Frøyland, 2017), og undersøkelsen tilbys som regel hele ungdomspopulasjonen av skoleelever i kommunene. Undersøkelsene har generelt høy svarprosent og selve gjennomføringen skjer i faste rammer (elevene fyller ut spørreskjemaene i en skoletime). I denne artikkelen bruker vi landsrepresentative data på ungdomstrinnet i grunnskolen fra perioden 2015 til 2017.1 På dette trinnet deltok 145 900 elever i Ungdataundersøkelsene, noe som tilsvarer nesten 80 prosent av populasjonen i denne alderen (Bakken, 2017). I analysene bruker vi data fra de 117 429 elevene som har gyldig verdi på samtlige av de inkluderte variablene.2

Avhengig variabel er hvorvidt ungdom har vært på fritidsklubb sist måned. Dette ble målt med spørsmålet «Hvor mange ganger den siste måneden har du vært med på aktiviteter, møter eller øvelser i følgende organisasjoner, klubber eller lag?», hvor én av aktivitetene er «Fritidsklubb/ungdomshus/ungdomsklubb». Svaralternativene var «Ingen ganger», «1–2 ganger», «3–4 ganger» og «5 ganger eller oftere». I analysene bruker vi dette spørsmålet som en dikotom variant der vi skiller mellom ungdom som har og ikke har vært på fritidsklubb.

Som uavhengige variabler inkluderer vi mål som fanger opp individuelle kjennetegn og sosial bakgrunn, som kjønn, klassetrinn, sosioøkonomiske ressurser og bostedskommune. I tillegg inkluderer vi mange levekårsaspekter basert på hva man har brukt i tidligere studier. Det er mål på helsesituasjon, sosiale relasjoner, problematferd, rusmiddelbruk og øvrige fritidsaktiviteter. Variablene er i stor grad basert på operasjonaliseringer fra de nasjonale Ungdatarapportene (se for eksempel Bakken, 2016, 2017).

Alle deltakerskoler i Ungdata registreres med kommune. I analysene skiller vi mellom små kommuner (under 5 000 innbyggere), mindre kommuner (5 000 til 19 999 innbyggere), mellomstore (20 000 til 49 999 innbyggere), store kommuner (over 50 000 innbyggere) og storbykommuner (mer enn 100 000 innbyggere).

Vi inkluderer kjønn og klassetrinn som kategoriske variabler: gutter kodes til 0 og jenter til 1. Åttendeklassinger er referansekategori, mens egne dummyvariabler fanger opp dem som går i niende og tidende. Sosioøkonomisk status måles som foreldrenes økonomiske og kulturelle ressurser. Målet ble utviklet av NOVA for å studere sosial ulikhet blant ungdom (Bakken mfl., 2016). Økonomiske ressurser måles med fire indikatorer: hvorvidt familien har én eller flere biler, antall ferier, antall PC-er i hjemmet og hvorvidt ungdommene har eget soverom. Kulturelle ressurser indikeres av foreldrenes utdanningsnivå og hvor mange bøker det er i hjemmet. Spørsmålene slås sammen til en indeks for sosioøkonomisk status som så varierer fra 0 for de med aller minst ressurser og opp til verdien 3 for de med aller mest ressurser.

For å måle kvaliteten i ungdommenes sosiale relasjoner benytter vi tre mål fra Andersen og Dæhlen (2017), som fanger opp kvaliteten på ungdommenes relasjon til skolen, venner og foreldrene. De som har skåren 0 på disse variablene har det vi betegner som svake sosiale relasjoner, mens verdien 2 indikerer sterke relasjoner.

Som mål på ungdommenes helse og velvære bruker vi spørsmål om ungdommene er fornøyd med egen helse, med fem svarkategorier fra «svært fornøyd» til «svært misfornøyd». Vi inkluderer også et samlemål som indikerer fysiske helseplager sist måned (hodepine, nakke- og skuldersmerter, ledd- og muskelsmerter, magesmerter, kvalme og hjertebank). For hver plage kunne man svare «ingen ganger» (0), «noen ganger» (1), «mange ganger» (2) eller «daglig» (3). Vi beregner så et gjennomsnittsmål for alle plagene, som varierer fra 0 til 3. For å måle psykiske helseplager bruker vi et mål (Hopkins Symptoms Checklist) som er gjennomsnittlig skår på seks indikatorer (Derogatis mfl., 1974). Disse måler hvorvidt ungdommene sist uke har vært plaget av at «alt er slit», hatt søvnproblemer, følt seg ulykkelig, følt håpløshet, følt seg stiv og anspent og om de har bekymret seg mye. Respondenter med skåren 0 er i gjennomsnitt lite plaget, mens de som skårer 3 er veldig mye plaget.

Bruk av rusmidler ble målt med spørsmål om hvor mange ganger ungdommene i løpet av det siste året har vært beruset på alkohol, og hvor ofte de har brukt cannabis. Svaralternativene på spørsmålene var «Ingen ganger», «1 gang», «2–5 ganger», «6–10 ganger» og «11 ganger eller mer». Disse ble kodet om fra 0 til 4.

For å måle problematferd ble ungdommene spurt om hvor ofte de har begått ulike former for regelbrudd det siste året. Her ble det spurt om ungdommene har «Med vilje ødelagt eller knust vindusruter, busseter, e.l. (gjort hærverk)», og om de har «Tatt med deg varer fra butikk uten å betale», «Sprayet eller tagget ulovlig på vegger, bygninger, tog, buss e.l.», «Lurt deg fra å betale kino, idrettsstevner, buss, tog eller liknende» eller «Vært i slåsskamp». Svaralternativene tilsvarer spørsmålene om rusmidler, med fire svaralternativer på en skala fra 0 til 3.

For å måle hvor ofte ungdom er utsatt for vold og trusler, ba vi ungdommene svare på om de den siste måneden hadde «… blitt utsatt for trusler om vold», «… blitt slått uten å få synlige skader», «… fått sår eller skade på grunn av vold uten at jeg trengte legebehandling» eller «… blitt skadet så sterkt av vold at det krevde legebehandling». Ut fra disse spørsmålene laget vi en samlevariabel som måler om ungdommene har opplevd noe av dette enten «ingen ganger», «1 gang», «2–5 ganger» eller «6 ganger eller mer» og kodet dette om til en skala fra 0 til 3.

For å måle hvor ofte ungdom er utsatt for mobbing ble det spurt om «Blir du selv utsatt for plaging, trusler eller utfrysing av andre på skolen eller i fritiden?» Svaralternativene var «Aldri» (0), «Nesten aldri» (1), «Ja, omtrent en gang i måneden» (2), «Ja, omtrent hver 14. dag» (3), «Ja, omtrent en gang i uka» (4) og «Ja, flere ganger i uka» (5).

Vi inkluderer også en variabel som fanger opp om ungdommene driver med en annen organisert fritidsaktivitet. Respondentene ble bedt om å oppgi hvor mange ganger den siste måneden de hadde vært med på aktiviteter, møter eller øvelser i følgende organisasjoner, klubber eller lag: «idrettslag», «religiøse foreninger», «kor, korps eller orkester», «kulturskole/musikkskole» eller «annen organisasjon, lag eller forening». Svaralternativene var «ingen ganger», «1–2 ganger», «3–4 ganger» og «5 ganger eller oftere». Svaralternativene omkodes henholdsvis til de numeriske verdiene «0», «1.5», «3.5» og «5», som indikerer antallet ganger de har gjort hver aktivitet i løpet av en måned. Deretter lager vi et gjennomsnittsmål for alle aktivitetene. Denne varierer dermed fra 0 til 5. Minimumsverdien indikerer at man ikke driver med noen slike aktiviteter, mens verdien 5 indikerer at man driver med alle aktivitetene fem ganger per måned.

Analysestrategi

For å undersøke hva som øker eller reduserer sannsynligheten for at ungdom bruker fritidsklubber har vi gjennomført en rekke bivariate regresjonsanalyser av den avhengige variabelen, der sosial bakgrunn, kjønn, klassetrinn og de andre uavhengige variablene er trukket inn hver for seg. I de bivariate analysene viser vi ustandardiserte koeffisienter, som kan si noe om hvor mye sannsynligheten for å være med i fritidsklubb øker eller synker når den uavhengige variabelen øker med én enhet.

For å kunne si noe om betydningen av hver enkelt variabel, når vi samtidig holder de øvrige variablene konstant, har vi videre foretatt en multivariat regresjonsanalyse. Multivariate analyser kan gi oss et bedre bilde av enkeltvariablenes betydning enn bivariate analyser, fordi mange av faktorene er korrelerte. Om en bivariat analyse for eksempel viser at bruk av klubb øker med risikoatferd, kan det tenkes at denne sammenhengen oppstår fordi gutter har mer risikoatferd enn jenter, og at flere gutter enn jenter bruker klubbtilbudet. Dersom vi kontrollerer for kjønn, kan vi si mer om risikoatferd i seg selv er relatert til klubbruk, eller om det først og fremst handler om kjønn. For enklere å kunne sammenligne betydningen av de uavhengige variablene til tross for at de opprinnelig har ulikt antall verdier, viser vi i den multivariate analysen også standardiserte betakoeffisienter (beta).

Vi undersøker videre gjennom separate multivariate regresjonsanalyser for hver av kommunetypene om de sammenhengene vi finner for hele landet er forskjellige eller like i kommuner av ulik størrelse. Dette er viktig fordi det er store kommuneforskjeller i fritidsklubbtilbudet og i den befolkningsmessige sammensetningen, som igjen kan ha konsekvenser for hvor mange og hvem som bruker tilbudet.3 Det kan også gi oss svar på om tidligere studier av ungdomsklubber, gjort i store bykommuner, kan generaliseres til også å gjelde mindre kommuner.

Det er vanlig å bruke logistisk regresjon når den avhengige variabelen er kategorisk, slik som det «å ha vært på klubb eller ikke» er. Et potensielt problem med slike modeller er imidlertid at estimatene for ulike grupper og ulike modeller ikke er sammenlignbare (Mood, 2010). En løsning på dette er å bruke lineære sannsynlighetsmodeller (Linear probability models – LPM). Dette innebærer å gjøre en vanlig minste kvadraters (Ordinary least squares – OLS) regresjon på en kategorisk variabel med verdiene 0 (ikke vært på klubb) og 1 (vært på klubb). En mulig utfordring med slike modeller er mindre presise estimater hvis fenomenet man undersøker gjelder for under 20 prosent eller over 80 prosent av enhetene (Hippel, 2015). Bruk av klubb ligger imidlertid innenfor dette intervallet. På den andre side er en opplagt fordel med LPM at koeffisientene kan fortolkes som prosentpoengs endring i sannsynligheten, noe som er mer intuitivt enn for eksempel logit-estimater eller oddsrater.

Resultater

Tabell 1 gir en oversikt over de ulike variablene som brukes i analysene. Resultatene viser at totalt 30 prosent av ungdommene har vært på fritidsklubb den siste måneden. Det er en jevn fordeling av respondenter etter kjønn og klassetrinn. Når det gjelder sosioøkonomisk status, er gjennomsnittet 2.1, relativt nært maksverdien på tre, som indikerer at de fleste har nokså mange ressurser hjemme. Når det gjelder relasjoner til foreldre, venner og skolen, er gjennomsnittsskårene henholdsvis 1.4, 1.6 og 1.3, noe som viser at de fleste ungdom har gode relasjoner på disse arenaene.

Tabell 1. Deskriptiv statistikk for alle variablene i analysen. Ungdomsskoleelever fra hele Norge. Ungdata 2015–2017

Variabel (skala)GjennomsnittStandardavvik
Vært på fritidsklubb sist måned (prosent)30 %
Kjønn (prosent jenter)51 %
Klassetrinn (8–10)9,00,8
Sosioøkonomisk status (0–3)2,10,5
Foreldrerelasjoner (0–2)1,40,5
Vennerelasjoner (0–2)1,60,4
Skolerelasjoner (0–2)1,30,5
Egenvurdert helse (0–4)1,11,2
Fysiske helseplager (0–3)0,80,6
Psykiske helseplager (0–3)1,00,8
Beruset på alkohol sist år (0–4)0,20,7
Brukt cannabis sist år (0–4)0,10,4
Regelbrudd (0–4)0,81,2
Utsatt for vold/trusler (0–3)0,40,8
Utsatt for mobbing (0–5)0,71,1
Annen organisert fritidsaktivitet (0–5)1,00,7
Antall respondenterN=117 429

Variabelen egenvurdert helse har et gjennomsnitt på 1,1, noe som tilsier at gjennomsnittet rapporterer å være «litt fornøyd» med helsa. Gjennomsnittet på variabelen for fysiske helseplager er 0,8, som betyr at ungdommene gjennomsnittlig har disse plagene «noen ganger» hver måned. Variabelen for psykiske plager har et gjennomsnitt på 1,0 som tilsier at ungdom i gjennomsnitt er «lite plaget». Omfanget av alkoholberuselse og bruk av cannabis er lavt ettersom skårene på disse variablene ligger nær minimumsverdien «ingen ganger». Regelbrudd er heller ikke veldig utbredt. Fordelingen på variabelen tilsier at gjennomsnittsungdommene gjør et sted mellom ingen og ett regelbrudd per måned. Målet for utsatthet for trusler og vold har en skåre som er nær null, noe som betyr at de færreste har blitt utsatt for dette. Det samme gjelder mobbing, selv om gjennomsnittet er noe høyere. Tabellen viser til sist at ungdommene driver med gjennomsnittlig én annen organisert fritidsaktivitet på fast basis.

I Tabell 2 undersøker vi sammenhengene mellom ungdommenes kjønn, alder og sosiale bakgrunn, samt øvrige faktorer (helse, rusmiddelbruk, problematferd etc.) og bruk av fritidsklubber. Den første kolonnen viser resultatene fra de bivariate regresjonsanalysene. Det er ingen utslag av kjønn, noe som betyr at det er like mange gutter som jenter som bruker fritidsklubbene. Med økende alder og stigende sosioøkonomisk status blir sannsynligheten for klubbesøk mindre. Sannsynligheten for at tiendeklassinger har vært på klubb er nesten ti prosentpoeng lavere enn for åttendeklassinger, og med hvert trinns økning i sosioøkonomisk status synker sjansen for å ha vært på klubb med mellom tre og fire prosentpoeng.

Tabell 2. Analyser av sannsynligheten for å ha vært på fritidsklubb sist måned. Lineære sannsynlighetsmodeller (OLS regresjon). Ungdomsskoleelever fra hele Norge. Ungdata 2015–2017

Bivariate modellerMultivariat modell
b/sig.b/sig.beta
Kjønn (gutt=0, jente=1)-0,002-0,008**-0,009
Klassetrinn (8. trinn=referansegruppe)0,0000,0000,000
9. trinn-0,024**-0,040***-0,041
10. trinn-0,099***-0,098***-0,101
Sosioøkonomisk status (0–3)-0,035***-0,060***-0,069
Foreldrerelasjoner (0–2)-0,036***-0,020***-0,022
Vennerelasjoner (0–2)0,036***0,068***0,059
Skolerelasjoner (0–2)-0,017***-0,004-0,004
Egenvurdert helse (0–4)0,008***0,011***0,029
Fysiske helseplager (0–3)0,038***0,021***0,025
Psykiske helseplager (0–3)0,007***-0,009***-0,016
Beruset på alkohol sist år (0–4)0,004*0,0020,003
Brukt cannabis sist år (0–4)0,020***0,0010,001
Regelbrudd (0–4)0,026***0,019***0,051
Utsatt for vold/trusler (0–3)0,042***0,018***0,033
Utsatt for mobbing (0–5)0,025***0,016***0,040
Annen organisert fritidsaktivitet (0–5)0,098***0,100***0,159
Justert R2---0,055
NN=117 429N=117 429

Tabellnote: b=ustandardiserte regresjonskoeffisienter, beta=standardiserte regresjonskoeffisienter. Sig.=signifikanssannsynlighet: * p < 0,05, ** p < 0,01, *** p < 0,001. Hvilket år undersøkelsen ble gjennomført er kontrollert for i den multivariate modellen. I alle modellene er det beregnet robuste standardfeil.

Med unntak av alkoholbruk, er det signifikante sammenhenger mellom alle de resterende variablene og klubbdeltakelse. Sannsynligheten for å ha vært på fritidsklubb er lavere desto bedre relasjoner til foreldre og skole. Med vennerelasjoner er det motsatt. Jo sterkere vennerelasjonene er, desto større er sjansen for å ha vært på klubb. Videre ser vi at sannsynligheten for klubbesøk øker med fysiske og psykiske helseplager, cannabisbruk, regelbrudd, voldsutsatthet og mobbing. Særlig sterk sammenheng er det mellom deltakelse på fritidsklubb og det å delta i øvrige organiserte fritidsaktiviteter. Analysen tilsier at ved å øke deltakelsen i øvrige aktiviteter fra ingen til fem ganger i måneden, øker sjansen for klubbesøk med hele ti prosentpoeng.

Resultatene fra den multivariate regresjonsanalysen, der alle variablene inkluderes samtidig, bekrefter i all hovedsak mønsteret fra de bivariate analysene. Sosioøkonomisk status slår imidlertid noe sterkere ut. Tilleggsundersøkelser der vi har inkludert kontrollvariablene separat viser at dette skjer fordi øvrige fritidsaktiviteter fungerer som en suppressor på sosioøkonomisk status (Skog, 2004: 275). Det innebærer at sammenhengen mellom sosioøkonomisk status og klubbdeltakelse er sterkere hvis vi samtidig tar hensyn til hvor aktiv ungdom er i andre organiserte fritidsaktiviteter. Gode vennerelasjoner slår også noe tydeligere positivt ut for klubbesøk når vi samtidig kontrollerer for de øvrige faktorene. For andre variabler i modellen er det svakere sammenhenger i den multivariate analysen enn i de bivariate modellene. Det gjelder relasjoner til foreldre og skole, fysiske helseplager, samt utsatthet for vold og mobbing. I hovedsak skyldes slike reduksjoner at disse faktorene overlapper med andre variabler i analysene, og at noe av den sammenhengen som vi så i den bivariate analysen, egentlig skyldes en faktor som nå inkluderes i den multivariate analysen.

Den siste kolonnen i Tabell 2 viser de standardiserte betakoeffisientene, slik at man kan se på den relative betydningen av de ulike faktorene. Her ser vi tydelig at det er omfanget av øvrige organiserte aktiviteter som slår mest ut for bruk av klubb. Dernest er det sosioøkonomiske ressurser, vennerelasjoner, regelbrudd og mobbing som gir de største utslagene i bruk av klubb – når vi ellers holder alle aspektene vi måler ved ungdommene like.

For å illustrere hvor store utslagene er for noen av de regresjonskoeffisientene som gir aller mest utslag, har vi i Figur 1 vist den predikerte sannsynligheten for å ha brukt klubbtilbudet etter grad/nivå på vennerelasjoner, egenvurdert helse, risikoatferd og andre organiserte fritidsaktiviteter. Prediksjonene er basert på den multivariate modellen i Tabell 2. De to første søylene viser hvor mye klubbdeltakelsen varierer avhengig av hvor sterke vennerelasjoner ungdommene har. Alt annet likt, har rundt 33 prosent av de som rapporterer om de beste relasjonene vært på klubb siste måned, mot rundt 27 prosent blant de med svakere vennerelasjoner, her indikert med to standardavviks lavere skåre på venneindeksen. Sannsynligheten for å ha vært på fritidsklubb blant ungdommene som er mest fornøyd med helsen sammenlignet med dem som er mer misfornøyd, er henholdsvis 29 og 32 prosent. For ungdom som ikke har begått noen regelbrudd, er sjansen for å ha vært på klubb 28 prosent, mens den er nær 34 prosent for dem som har gjort mange regelbrudd, når vi samtidig kontrollerer for alle de øvrige faktorene fra regresjonsmodellen. Til sist ser vi at det største utslaget kan tilskrives ungdoms øvrige organiserte fritidsaktiviteter. De inaktive har 22 prosents sannsynlighet for å bruke klubbtilbudet, mens sannsynligheten er 37 prosent blant dem som er langt mer aktive.

Figur 1

Predikert sannsynlighet for å ha brukt klubbtilbudet etter grad/nivå på vennerelasjoner, egenvurdert helse, risikoatferd og andre organiserte fritidsaktiviteter kontrollert for individkjennetegn. Ungdomsskoleelever i Ungdata 2015-2017.

Tabell 3 viser resultater fra separate regresjonsmodeller blant ungdom som bor i kommuner med ulikt antall innbyggere. Analysene viser at det både er noen likheter og noen forskjeller mellom ungdom i kommuner med ulikt folketall. En forskjell er at andelen som har vært på klubb sist måned er klart høyere i kommunene som har lavest eller nest lavest folketall. I tillegg får sosioøkonomisk status langt mer betydning for sannsynligheten for å gå på klubb desto større kommunene er. Disse forskjellene er illustrert i Figur 2. Rekrutteringen til ungdomsklubbene er mest sosialt skjev i storbykommunene. Her har ungdommene med lavest sosioøkonomisk status mer enn 25 prosentpoengs høyere sannsynlighet for å være på klubb sammenlignet med ungdom med høyest sosioøkonomisk status. I de minste kommunene er denne forskjellen på mellom syv og åtte prosentpoeng. Likevel er det en viss likhet mellom kommunene. Alle steder er det ungdommene med lavest sosioøkonomisk status som har høyest sannsynlighet for å ha deltatt på klubb.

Tabell 3. Analyser av sannsynligheten for å ha vært på fritidsklubb sist måned. Separate analyser etter kommunestørrelse. Lineære sannsynlighetsmodeller (OLS regresjon). Ungdomsskoleelever fra hele Norge. Ungdata 2015–2017

Kommunestørrelse (antall innbyggere)
Små kommuner
(<5000)
b/sig.
Mindre kommuner
(5–20 000)
b/sig.
Mellomstore kommuner
(20–50 000)
b/sig.
Store kommuner
(50–100 000)
b/sig.

Storbyer
(>100 000)
b/sig.
Kjønn (gutt=0, jente=1)-0,013-0,012*0,009-0,012-0,016**
Klassetrinn
8. trinn=referansegruppe0,0000,0000,0000,0000,000
9. trinn-0,021-0,051***-0,044***-0,030**-0,036***
10. trinn-0,088***-0,119***-0,099***-0,074***-0,084***
Sosioøkonomisk status (0–3)-0,025**-0,039***-0,045***-0,045***-0,090***
Foreldrerelasjoner (0–2)-0,050***-0,032***-0,013*-0,005-0,001
Vennerelasjoner (0–2)0,110***0,079***0,057***0,054***0,052***
Skolerelasjoner (0–2)0,0170,003-0,012-0,010-0,005
Egenvurdert helse (0–4)0,010*0,012***0,009***0,014***0,004
Fysiske helseplager (0–3)0,0120,025***0,022***0,037***0,015**
Psykiske helseplager (0–3)0,003-0,010*-0,011*-0,0100,002
Beruset på alkohol sist år (0–4)0,0040,0000,003-0,007-0,009*
Brukt cannabis sist år (0–4)-0,002-0,003-0,0020,0190,017*
Regelbrudd (0–4)0,028***0,026***0,027***0,029***0,018***
Utsatt for vold/trusler (0–3)-0,0000,017***0,026***0,011*0,016***
Utsatt for mobbing (0–5)0,0070,016***0,018***0,012**0,013***
Annen organisert fritidsaktivitet (0–5)0,109***0,108***0,083***0,113***0,091***
Justert R20,0490,0600,0570,0610,054
NN=11 163N=37 494N=27 044N=13 781N=25 512

Tabellnote: b=ustandardiserte regresjonskoeffisienter. Sig.=signifikanssannsynlighet: * p < 0.05, ** p < 0.01, *** p < 0.001. Hvilket år undersøkelsen ble gjennomført er kontrollert for i alle modellene. I alle modellene er det beregnet robuste standardfeil.

Figur 2

Predikerte sannsynligheter for å ha vært på fritidsklubb etter sosioøkonomiske ressurser og kommunestørrelse kontrollert for individkjennetegn. Ungdomsskoleelever i Ungdata 2015–2017.

Et annet påfallende mønster mellom store og små kommuner er at foreldrerelasjoner har sterkere sammenheng med deltakelse på klubb desto mindre stedet er. Jo svakere disse relasjonene er, desto høyere er sannsynligheten for klubbesøk. Sammenhengene er sterkest i de små og mindre kommunene, mens det ikke er slike sammenhenger i de store kommunene og i storbyene. I de minste kommunene har vennerelasjoner større betydning, selv om det i alle kommuner er ungdommene med best vennerelasjoner som har høyest sannsynlighet for å ha vært på klubb. Når det gjelder helseindikatorene, viser analysene de tydeligste utslagene på klubbdeltakelse i de mindre, mellomstore og store kommune, men ikke i kommunene med aller lavest folketall. Jo dårligere den egenvurderte helsen er og jo flere fysiske plager ungdommene rapporterer, desto høyere er sjansen for å ha vært på klubb. Det er riktignok noen lignende mønstre i de små kommunene og storbykommunene. Psykiske helseplager har kun en negativ sammenheng med klubbdeltakelse i de mindre og de mellomstore kommunene.

Det er flere likheter mellom kommunetypene. Alle steder vises den tydeligste sammenhengen mellom deltakelse i øvrige organiserte fritidsaktiviteter og besøk på klubb. Selv om koeffisientene er av litt ulik styrke, er sammenhengen tydelig i alle kategoriene. For hver aktivitet hvor ungdommene deltar regelmessig øker sannsynligheten for klubbdeltakelse betraktelig. Her varierer utslaget mellom åtte og elleve prosentpoeng. Overalt er det også en tydelig positiv sammenheng mellom regelbrudd og det å ha vært på klubb. Med unntak av i storbyene er det ikke noen sammenheng mellom bruk av rusmidler og klubbdeltakelse. Utsatthet for vold og trusler er positivt relatert til å ha vært på klubb alle steder, med unntak i de små kommunene. Å ha blitt utsatt for mobbing er også forbundet med klubbesøk alle steder, unntatt i de små kommunene.

Diskusjon

På et overordnet nivå viser vår analyse at ungdom som går på fritidsklubber eller ungdomshus i Norge, i stor grad ligner på dem som ikke bruker dette tilbudet. Likevel er det en rekke kjennetegn eller forhold ved den enkelte tenårings bakgrunn, helse, sosiale relasjoner og eventuelle problematferd som øker sannsynligheten for at denne ungdommen er å finne i slike fritidstilbud. Vår analyse viser at det å komme fra et hjem som har relativt få sosioøkonomiske ressurser, øker sannsynligheten for å gå på fritidsklubb. Det samme gjelder hvis ungdommen er utilfreds med egen helse, har vært utsatt for vold eller mobbing og begått flere regelbrudd. Her bekrefter våre funn tidligere forskning (Mahoney & Stattin, 2000; Pedersen, 2008; Øia, 2009).

Mest påfallende i vår analyse er funnet av at ungdom som går på fritidsklubb, også i stor utstrekning driver med fritidsaktiviteter som ofte krever større grad av struktur, disiplin, oppmøte og trening enn hva det innebærer å gå på klubb. Disse aktivitetene er typisk organisert idrett, men også kulturskole, kor, korps eller tradisjonelle ungdomsorganisasjoner. Mahoney & Stattins (2000) studie fra Sverige viser at det i fritidsklubbene i Örebro-området var et fravær av ungdom som drev med slike aktiviteter, her kalt «kompetente jevnaldrende». I studien antyder disse forskerne at fraværet av kompetente jevnaldrende var årsaken til at det sosiale miljøet i disse klubbene ga opphav til rus, kriminalitet og andre former for antisosial atferd blant ungdommene som brukte klubben. I vår analyse ser det derimot ut til at en stor andel av ungdommene som går på fritidsklubber og ungdomshus, også kan regnes til gruppen kompetente jevnaldrende fordi de også deltar i strukturerte fritidsaktiviteter.

Ettersom det å gå på fritidsklubb i Norge enten er gratis eller bare krever et symbolsk beløp i inngangspenger, ville det være nærliggende å forvente at man her ville finne ungdommer som ikke driver med noen organiserte fritidsaktiviteter. De organiserte fritidsaktivitetene krever ofte større økonomisk betalingsevne, foreldre som følger opp og som eventuelt henter og bringer barna til treninger og øvelser (Hjorthol & Fyhri, 2009). Derfor finner man i mindre grad barn og ungdom fra lavere sosiale lag i disse aktivitetene (Bakken, 2018). Vår analyse viser imidlertid at ungdom som ikke driver med slike organiserte fritidsaktiviteter, eller som bare driver med slike aktiviteter i et lite omfang, har en klart lavere sannsynlighet for å bruke fritidsklubber enn ungdom som er aktive i øvrige organiserte fritidstilbud. Ungdommer som ikke driver med idrett, aktiviteter knyttet til musikk eller de tradisjonelle ungdomsorganisasjonene, fanges med andre ord også i mindre grad opp av fritidsklubbene.

I kommunene med lavest innbyggertall er det generelt en høyere andel blant ungdommene som bruker fritidsklubber og ungdomshus enn hva som er tilfelle i de store byene. I kommunene med størst innbyggertall innebærer dette på den andre siden at gruppen av ungdommer som bruker fritidsklubber, fremstår som mindre diversifisert når det gjelder sosial bakgrunn enn hva som gjelder ungdom i mer spredt bebygde strøk. I byene er det derfor en sterkere tendens til at klubbene besøkes av ungdom fra familier med lav sosioøkonomisk status, enn hva som er tilfelle i kommunene utenfor de store byene. Mens dette har vært kjent fra tidligere studier bygget på data fra Oslo-ungdom (Pedersen, 2008; Øia, 2009), bekrefter vår analyse at dette mønsteret gjelder også for andre bykommuner.

Hvis norske kommuner skal utnytte fritidsklubbtilbudet som en generell forebyggende arena i innsats mot ulike typer av ungdomsproblemer, vil våre funn sammenholdt med tidligere forskning i feltet ha flere implikasjoner. For det første brukes fritidsklubbene av en stor del av ungdomspopulasjonen. Bare den organiserte idretten favner flere barn og unge med sine aktiviteter. For det andre favner tilbudet av fritidsklubber og ungdomshus ganske likt fra begge kjønn, når vi ser dette på nasjonalt nivå. Disse to forholdene gjør fritidsklubber til en generelt godt egnet arena for å nå frem til de yngste tenåringene og gi dem et aktivitetstilbud. Det er verdt å merke seg at dette nettopp gjelder tenåringene på de laveste trinnene i ungdomsskolen, ettersom sannsynligheten for å gå på klubb synker raskt fra 9. til 10. årstrinn.

På den annen side har vi sett at ungdoms erfaring med rus, det å være utsatt for vold eller mobbing, begå regelbrudd og ha svake relasjoner til foreldre, øker sannsynligheten for at disse ungdommene også oppsøker fritidsklubbene. Dette er forhold som setter et særlig kritisk søkelys på betydningen av klubbenes sosiale miljø, slik dette er omtalt i forskningslitteraturen og gjennom de tradisjonelle så vel som de nyere politiske målsettingene for fritidsklubbene som forebyggende arena. Forsamlinger av ungdom med slike kjennetegn i kombinasjon med lav sosioøkonomisk status, tilsvarer klubbmiljøer beskrevet av Mahoney og Stattin (2000), Mahoney et al. (2001) og Feinsten et al. (2006) med økt sannsynlighet for rus og kriminalitet.

Her er det interessant at vår studie viser at jo bedre vennerelasjoner ungdom rapporterer, jo større sannsynlighet er det for at ungdommene også er å finne på fritidsklubber. Ifølge Mahoney et al. (2004) vil samvær med og påvirkning fra venner være en sterk indikator og mulig forklaring på ungdommers atferd. Vårt funn tyder på at mange fritidsklubbungdommer opplever å ha gode sosiale relasjoner til jevnaldrende. All den tid dette kan være positivt for den enkelte, kan det samtidig være negativt for klubbmiljøet dersom ungdom knytter nære relasjoner til jevnaldrende som normaliserer problematferd. Våre data kan ikke i seg selv si noe om kvaliteten på disse jevnalderrelasjonene. Når vi samtidig vet at innslaget av såkalte «kompetente jevnaldrende» er stort blant klubbungdommene, er det imidlertid en mulighet for at nettopp dette innslaget kan bidra til å påvirke jevnaldermiljøet i en positiv retning gjennom vennerelasjoner.

Isolert sett har gode vennerelasjoner blant klubbungdom også betydning for det norske helsemyndigheter i de siste årene har foreslått å bruke fritidsklubbene til, nemlig å motvirke psykiske helseplager blant ungdom. Riktignok viser vår analyse at ungdoms selvrapporterte psykiske helseplager i liten grad varierer mellom dem som bruker og dem som ikke bruker klubbene. I de politiske dokumentene som forberedte «Program for folkehelsearbeid i kommunene», vektlegges imidlertid forebygging av psykiske helseplager gjennom det å motvirke ensomhet og styrke muligheten for sosial støtte (Meld. St. nr. 19 (2014-2015); se også Helsedirektoratet, 2014; Helsedirektoratet, 2015). Når fritidsklubbungdom i vår analyse kjennetegnes ved å ha sterkere vennerelasjoner enn ungdom som ikke går på fritidsklubb, styrkes antagelsen om at fritidsklubbene er egnet til å forebygge ensomhet.

Det at fritidsklubbene brukes av ungdom med relativt lav sosioøkonomisk status, og av ungdom med erfaringer med rus, kriminalitet, regelbrudd, mobbing og dårlige relasjoner til foreldrene, innebærer derfor både klare utfordringer og flere muligheter i kommunenes forebyggende arbeid. På den ene siden kan man ved å vise til eksisterende forskning argumentere for at dette øker sannsynligheten for negative effekter av klubbenes sosiale miljø. På den annen side kan man argumentere for at hvis ungdom med slike kjennetegn oppsøker fritidsklubbene og trives der, har man i det kommunale tjenesteapparatet et utgangspunkt for å møte dem, få dem i tale, engasjere dem og knytte dem inn i nettverk som kan virke konstruktive og sosialt utviklende. Dette har også vært et hovedargument for fritidsklubber og den senere utviklingen av fritidsklubbpedagogikken i hele Skandinavia helt siden den første etableringen av et slikt tilbud (Fauske mfl., 2009; Kofod, 2009; Lindström, 2012). Vår analyse styrker argumentene for denne pedagogiske innsatsen, og særlig på bakgrunn av hvordan fritidsklubbene omtales som virkemiddel i nyere norske folkehelsepolitiske dokumenter. Økt utjevning av sosiale forskjeller i helse, mindre rusmiddelbruk, mindre ensomhet, økt mestring og økt sosial støtte opplevd gjennom deltakelse i fritidsklubber, ser enkelt sagt ikke ut til å kunne finne sted uten at det sosiale miljøet i klubbene aktivt bearbeides, utvikles og monitoreres av klubbansatte.

Disse nyanseringene i den forventede forebyggende effekten representert ved fritidsklubbenes sosiale miljø og sammensetningen av ungdommer som besøker klubbene, vil ifølge vår analyse gjelde for fritidsklubber i både små og større kommuner. Samtidig rekrutterer klubbene i de store bykommunene mer ensidig med hensyn til ungdommenes sosiale bakgrunn, og dette kan kreve ekstra innsats fra klubbansatte. Generelt kan man se for seg at hvis norske kommuner vil bruke fritidsklubbene til forebygging av rus, kriminalitet og nå også psykiske helseplager blant unge, kan dette styrkes ved at ungdom som ikke har slike problemer, rekrutteres til klubbene.

Styrker og begrensninger med studien

Avslutningsvis vil vi gjøre noen bemerkninger om analysene, samt styrker og begrensninger som knytter seg til dem. Et første punkt handler om årsaksforholdet mellom det å gå på fritidsklubb og de øvrige variablene vi bruker i analysene. Dette har vært hyppig debattert i litteraturen om bruk av fritidsklubber og problematferd (Pedersen, 2008). Ettersom Ungdata er tverrsnittsundersøkelser, kan vi som hovedregel ikke si noe om tidsrekkefølgen for hvordan variablene eventuelt påvirker hverandre. I noen tilfeller, som med kjønn, alder, sosioøkonomisk status og bosted, er årsaksrekkefølgen klar siden klubbdeltakelse neppe har en innvirkning på disse. For andre variabler, som for eksempel rusmidler eller problematferd, kan vi kun undersøke om dette henger sammen med klubbruk uten å si hvorvidt dette påvirker eller påvirkes av det å være på klubb.

Vi har tidligere pekt på at det er flere styrker ved vårt datamateriale, som omfang, representativitet og kvalitet forstått som standardiserte og validerte operasjonaliseringer gjennom tidligere forskning (Frøyland, 2017). Likevel er det verdt å påpeke at all informasjon er selvrapportert. Dette innebærer at det kan oppstå målefeil dersom respondenter misforstår, krysser av eller husker feil. I den grad dette skjer tilfeldig og usystematisk er det ikke nødvendigvis noen begrensning for analysene, men dersom enkelte grupper systematisk oppfatter spørsmål annerledes enn andre, kan dette i større grad være et problem. Ideelt sett hadde vi kunnet måle enkelte variabler ved hjelp av registerdata. Dette kunne gitt høyere reliabilitet på enkelte variabler. For eksempel vet nok ikke respondentene alltid om foreldrene har høyere utdanning eller hvor mange bøker det er i hjemmet. Likevel er det grunn til å tro at selvrapportering gir et nokså presist bilde. Analyser basert på dette målet viser stort sammenfall med andre fremgangsmåter for å måle sosioøkonomisk status (Bakken, Frøyland & Sletten, 2016).

Endelig vil vi bemerke at selv om det er statistisk signifikante utslag av de fleste variablene, forklarer ikke våre modeller særskilt mye av variasjonen i fritidsklubbdeltakelse. Dette tyder på at de faktorene vi undersøker, ikke er uttømmende i kartleggingen av sannsynligheten for at noen ungdom bruker klubbtilbudet og andre ikke.4 Framtidig forskning bør bygge videre på dette.

Konklusjon

I argumentene for etablering og eventuelt opprettholdelse av fritidsklubber og lignende åpne fritidstiltak for ungdom i nærmiljøet, ser det ut til at den forebyggende effekten av disse tilbudene ofte har blitt tatt for gitt. Klubbene forventes å bidra til å forebygge det som kan kalles «tradisjonelle» ungdomsproblemer, som rus og kriminalitet. Ensomhet og psykisk helse representerer det foreløpig siste tilskuddet av ungdomsproblemer som nevnes i forbindelse med fritidsklubber som forebyggende arena.

Denne artikkelen har vist at ungdom som bruker norske fritidsklubber, bare i mindre grad skiller seg fra ungdom som ikke bruker slike tilbud. Samtidig bekrefter artikkelen at ungdom som har utfordringer i livet sitt, også er å finne i fritidsklubbene. Det at ungdom som bruker fritidsklubber ligner på ungdom som ikke bruker fritidsklubber, kommer særlig til syne i at de norske fritidsklubbene ser ut til å favne en stor andel ungdom som også driver med andre fritidsaktiviteter som krever større grad av struktur og disiplin. Det å drive med slike fritidsaktiviteter kan virke dempende på problematferd. For at fritidsklubbene skal virke forebyggende mot ulike typer ungdomsproblemer, må imidlertid slike normer ha gjennomslagskraft i det sosiale miljøet. Dette kan kreve innsats fra klubbledere og øvrige klubbansatte.

Samtidig peker vår studie på at det er to grupper av ungdommer som i mindre grad fanges opp av fritidsklubbtilbudet i Norge, når vi ser dette under ett. Dette gjelder ungdom som heller ikke deltar på andre organiserte fritidsaktiviteter, som idrett, musikkopplæring eller i ungdomsorganisasjonene. Det var forventet at vi ville finne disse ungdommene blant fritidsklubbungdom, men vår analyse viser at dette i mindre grad er tilfelle. Videre er ungdom med svake vennerelasjoner underrepresentert blant norsk klubbungdom. Begge disse gruppene er viktige målgrupper med hensyn til å motvirke ensomhet og styrke muligheten for sosial støtte blant ungdom, noe som ser ut til å trenge tiltak ut over det fritidsklubbene i dag kan tilby. Ungdom som på denne måten viser tegn til å falle utenfor jevnaldermiljøet, ser også ut til å kunne falle utenfor fritidsklubbene.

Denne artikkelen bygger på analyser foretatt i prosjektet «Hvem bruker fritidsklubber og ungdomshus?» gjennomført av NOVA i perioden 2018–2020. Prosjektet ble finansiert av Helsedirektoratet.

Litteratur

Andersen, P. L., & Dæhlen, M. (2017). Sosiale relasjoner i ungdomstida : identifisering og beskrivelse av ungdom med svake relasjoner til foreldre, skole og venner. NOVA-rapport 8/2017. Oslo: NOVA, Høgskolen i Oslo og Akershus. Hentet fra: http://www.hioa.no/Om-OsloMet/Senter-for-velferds-og-arbeidslivsforskning/NOVA/Publikasjonar/Rapporter/2017/Sosiale-relasjoner-i-ungdomstida

Andersen, P. L. & Seland, I. (2019). Fritidsklubber i et folkehelseperspektiv Ungdataanalyser 2015–2017 og analyse av statlige dokumenter 2007-2017. NOVA-notat 1/2019. Oslo: NOVA, Høgskolen i Oslo og Akershus. Hentet fra: https://fagarkivet-hioa.archive.knowledgearc.net/bitstream/handle/20.500.12199/1312/NOVA-Notat-1-2019-Fritidsklubber-i-et-folkehelseperspektiv.pdf?sequence=1&isAllowed=y

Bakken, A. (2013). Ungdata. Nasjonale resultater 2010-2012. NOVA-rapport 10/13. Oslo: Norsk institutt for forskning om oppvekst, velferd og aldring. Hentet fra: http://www.hioa.no/Om-OsloMet/Senter-for-velferds-og-arbeidslivsforskning/NOVA/Publikasjonar/Rapporter/2013/Ungdata-Nasjonale-resultater-2010-2012

Bakken, A. (2016). Ungdata 2016. Nasjonale resultater. NOVA-rapport 8/2016. Oslo: NOVA, Høgskolen i Oslo og Akershus. Hentet fra: http://www.hioa.no/Om-OsloMet/Senter-for-velferds-og-arbeidslivsforskning/NOVA/Publikasjonar/Rapporter/2016/Ungdata-2016.-Nasjonale-resultater

Bakken, A. (2017). Ungdata 2017. Nasjonale resultater. NOVA-rapport 10/2017. Oslo: NOVA, Høgskolen i Oslo og Akershus. Hentet fra: http://www.hioa.no/Om-OsloMet/Senter-for-velferds-og-arbeidslivsforskning/NOVA/Publikasjonar/Rapporter/2017/Ungdata-2017.-Nasjonale-resultater

Bakken, A. (2018). Ungdata 2018. Nasjonale resultater. NOVA-rapport 8/2018. Oslo: NOVA, Høgskolen i Oslo og Akershus. Hentet fra: http://www.hioa.no/Om-OsloMet/Senter-for-velferds-og-arbeidslivsforskning/NOVA/Publikasjonar/Rapporter/2018/Ungdata-2018.-Nasjonale-resultater

Bakken, A. (2019). Ungdata 2019. Nasjonale resultater. NOVA-rapport 9/2019. Oslo: NOVA, OsloMet – storbyuniversitetet. Hentet fra: https://fagarkivet.oslomet.no/en/item/asset/dspace:15946/Ungdata-2019-Nettversjon.pdf

Bakken, A., Frøyland, L. R. & Sletten, M. A. (2016). Sosiale forskjeller i unges liv : hva sier Ungdata-undersøkelsene? NOVA-rapport 3/2016. Oslo: NOVA, OsloMet – storbyuniversitetet. Hentet fra: http://www.hioa.no/Om-OsloMet/Senter-for-velferds-og-arbeidslivsforskning/NOVA/Publikasjonar/Rapporter/2016/Sosiale-forskjeller-i-unges-liv

Bonnesen, L. (2018). Social Inequalities in Youth Volunteerism: A Life-Track Perspective on Danish Youths. Voluntas: International Journal of Voluntary & Nonprofit Organizations, 29(1), 160–173. https://doi.org/10.1007/s11266-017-9934-1

Brinkmann, S. (2011). Klubliv som oase i prosjektsamfundet. I: Nyborg, C. (red.) Kampen om de unges fritidsliv. Inspiration til debat og refleksion, 39–47. Odense: Ungdomsringen.

Collishaw, S. (2015). Annual research review. Secular trends in child and adolescent mental health. Journal of Child Psychology and Psychiatry, 56, 370–393. https://doi.org/10.1111/jcpp.12372

Derogatis, L. R., Lipman, R. S., Rickels, K., Uhlenhuth, E. H. & Covi, L. (1974). The Hopkins Symptom Checklist (HSCL): A self-report symptom inventory. Behavioral Science, 19(1), 1–15. https://doi.org/10.1002/bs.3830190102

Ekholm, D., Dahlstedt, M. & Rönnbäck, J. (2019). Problematizing the absent girl: sport as a means of emancipation and social inclusion. Sport in Society. https://doi.org/10.1080/17430437.2018.1505870

Fauske, H., Vestby, G. M. & Carlsson, Y. (2009). Ungdoms fritidsmiljø. Ungdom, demokratisk deltakelse og innflytelse. Utredning fra ekspertgruppe nedsatt av Barne- og likestillingsdepartementet januar 2008. Rapport 2009. Oslo: Barne- og likestillingsdepartementet. Hentet fra: https://www.regjeringen.no/globalassets/upload/bld/barn-og-ungdom/utredning-om-ungdoms-fritid/ungdoms-fritidsmiljo.pdf

Feinstein, L., Bynner, J. & Duckworth, K. (2006). Young people’s leisure contexts and their relation to adult outcomes. Journal of Youth Studies, 9(3), 305–327. https://doi.org/10.1080/13676260600805663

Forkby, T. (2014). Youth Policy and Participation in Sweden – a historical perspective. I: Taru, M., Coussée, F. & Williamson, H. (eds.) The history of youth work in Europe. Vol. 4, 45–57. Strasbourg: Council of Europe Publishing.

Frøyland, L. R. (2017). Ungdata – lokale ungdomsundersøkelser. Dokumentasjon av variablene i spørreskjemaet. Oslo: NOVA, OsloMet – storbyuniversitetet. Hentet fra: https://www.hioa.no/content/download/144157/4059913/version/1/file/Ungdata%20Dokumentasjonsrapport%202010-2019.pdf

Gjertsen, H. & Olsen, T. (2011). Mangfold og engasjement i motvind. En studie av åpne fritidstiltak for ungdom. NF-rapport nr. 1/2011. Bodø: Nordlandsforskning. Hentet fra: http://www.nordlandsforskning.no/getfile.php/132499-1412591314/Dokumenter/Rapporter/2011/Rapport_01_2011.pdf

Haugsevje, Å. D., Hylland, O. M. & Stavrum, H. (2016). Kultur for å delta. Når kulturpolitiske idealer skal realiseres i praktisk kulturarbeid. Nordisk kulturpolitisk tidsskrift, 19(1), 78–97. Hentet fra: https://www.idunn.no/nkt/2016/01/kultur_for_aa_delta_-_naar_kulturpolitiske_idealer_skal_reali

Helse- og omsorgsdepartementet (2015). Folkehelsemeldingen. Mestring og muligheter. Meld. St. 19 (2014-2015). Oslo: Kunnskapsdepartementet. Hentet fra: https://www.regjeringen.no/no/dokumenter/meld.-st.-19-2014-2015/id2402807/

Helsedirektoratet (2017). Program for folkehelsearbeid i kommunene. Oslo: Helsedirektoratet. Hentet fra: https://helsedirektoratet.no/folkehelse/folkehelsearbeid-i-kommunen/program-for-folkehelsearbeid-i-kommunene

Hippel, P. V. (2015). Linear vs. logistic probability models. Which is better, and when? Statistical Horizons. Hentet fra: http://statisticalhorizons.com/linear-vs-logistic

Hjorthol, R. & Fyhri, A. (2009). Sosialiserer vi våre barn til bilbruk? Tidsskrift for samfunnsforskning, 50(2), 161–182.

Isachsen, T., Øia, T., Vestel, V. & Hegg, K. (1999). Ungdomstiltak i større bysamfunn. En evaluering. Rapport 9/1999. Oslo: Norsk institutt for forskning om oppvekst, velferd og aldring (NOVA).

Kofod, A. (2009). Organisering af danske unges fritid. Et historisk tilbageblik. Tidsskrift for ungdomsforskning, 9(1), 21–39.

Lindström, L. (2012). The story of the youth club. International Journal of Humanities and Social Science, 2(6), 32–39. http://www.diva-portal.org/smash/record.jsf?pid=diva2%3A978082&dswid=6286

Mahoney, J. L. & Stattin, H. (2000). Leisure activities and adolescent antisocial behaviour. The role of structure and social context. Journal of Adolescence, 2000/23, 113–127. https://doi.org/10.1006/jado.2000.0302

Mahoney, J. L., Stattin, H. & Magnusson, D. (2001). Youth recreation centre participation and criminal offending. A 20 year longitudinal study of Swedish boys. International Journal of Behavioural Development, 25(6), 509–520. https://doi.org/10.1080/01650250042000456

Mahoney, J. L., Stattin, H. & Lord, H. (2004). Unstructured youth recreation centre participation and antisocial behaviour development. Selection influences and the moderating role of antisocial peers. International journal of Behavioural Development, 28(6), 553–560. https://doi.org/10.1080/01650250444000270

Mood, C. (2010). Logistic regression. Why we cannot do what we think we can do, and what we can do about it. European Sociological Review, 26(1), 67–82. https://doi.org/10.1093/esr/jcp006

Pedersen, W. (2008). Deltakelse i ungdomsorganisasjoner og bruk av rusmidler. Tidsskrift for ungdomsforskning, 8(1), 49–65. Hentet fra: https://journals.hioa.no/index.php/ungdomsforskning/article/view/1088

Skog, O.-J. (2004). Å forklare sosiale fenomener. En regresjonsbasert tilnærming. Oslo: Gyldendal Akademisk.

Smette, I. (2005). Løysingsfokusert samtaleteknikk (LØFT) i fritidsklubbar. Rapport frå eit forprosjekt om fritidsklubbar og rusførebygging. NOVA-rapport 12/05. Oslo: Norsk institutt for forskning om oppvekst, velferd og aldring (NOVA).

Statistisk Sentralbyrå (2019). 12063: Kommunale fritidstilbud (K) 2015 – 2018. [nettside] Statistikkbanken – Kulturtilbud. Hentet fra:

Stattin, H., Mahoney. J. L., Persson, A. & Magnusson, D. (2005). Explaining why a leisure context is bad for some girls and not for others. I: Mahoney, J. L., Larson, R. W. & Eccles, J. S. (eds.) Organised activities as contexts of development: Extracurricular activities, after-school and community programs. Kapittel 10, 211–234. Mahwah, NJ: Erlbaum.

Strandbu, Å., Gulløy, E., Andersen, P. L., Seippel, Ø. & Dalen, H. B. (2017). Ungdom, idrett og klasse: Fortid, samtid og framtid. Norsk Sosiologisk Tidsskrift, 1(2), 132–151. https://doi.org/10.18261/issn.2535-2512-2017-02-03

ungdata.no (2018). Hva er Ungdata? [nettside] Hentet fra: http://www.ungdata.no/Om-undersoekelsen/Hva-er-Ungdata

ungdata.no (2019). Ungdomsklubb. [nettside] Hentet fra http://www.ungdata.no/Organiserte-fritidsaktiviteter/Ungdomsklubb

Ungdom og Fritid – landsforeningen for fritidsklubber og ungdomshus (2017). Klubbundersøkelsen 2016/2017. Oslo: Ungdom og Fritid. Hentet fra: https://www.ungdomogfritid.no/wp-content/uploads/180207-klubbundersøkelsen.pdf

Vestel, V. & Hydle, I. (2009). Fritidsklubb. Kvalifisering og rusforebygging. Rapport nr. 15/09. Oslo: Nordisk institutt for forskning om oppvekst, velferd og aldring (NOVA).

Vestel, V. og Smette, I. (2007). Fritidsklubbene som forebyggende arena – har den ‘gått ut på dato’? Tidsskrift for ungdomsforskning, 7(1), 77–102. Hentet fra: https://journals.hioa.no/index.php/ungdomsforskning/article/view/1100

von Soest, T. & Wichstrøm, L. (2014). Secular trends in depressive symptoms among Norwegian adolescents from 1992 to 2010. Journal of Abnormal Child Psychology, 42(3), 403–415. https://doi.org/10.1007/s10802-013-9785-1

Øia, T. (2009). Hvem bruker fritidsklubbene? [upublisert notat]. Oversendt på forespørsel fra Ungdom og Fritid – landsforeningen for fritidsklubber og ungdomshus 2018.

1Hovedgrunnene til at vi ikke bruker elever fra videregående er at mange av dem pendler, og at andelen som bruker fritidsklubber er betraktelig lavere enn blant ungdomsskoleelevene.
2Selv om nettoutvalget (N=117 429), bestående av de som har gyldige verdier på alle variablene som brukes i analysene, er noe mindre enn bruttoutvalget (N=146900), så er ikke fordelingen på bakgrunnsvariabler som kjønn, klassetrinn, kommunetilhørighet eller sosioøkonomisk status spesielt skjev. Enkelte grupper har imidlertid en høyere sannsynlighet for å «falle ut» fra nettoutvalget, for eksempel gutter, åttendeklassinger, de med minst sosioøkonomiske ressurser i hjemmet og de med svake sosiale relasjoner. I den grad dette påvirker resultatene i undersøkelsen, ser vi at de vanligvis bidrar til å redusere utslagene av variabler som kjønn, klassetrinn og sosioøkonomiske ressurser, og slikt sett trekke resultatene i en «konservativ» retning. Utslagene er imidlertid svært små.
3Variasjonen på kommunenivået er ikke så stor i de mellomstore og store kommune at det anbefales flernivåmodeller (intraklassekorrelasjon (ICC) <0.05). I de små kommunene er det derimot større kommunevariasjon. Flernivåanalyser med kommune som nivå to, i denne gruppen kommuner, viser imidlertid tilnærmet identiske resultater som de vi finner med lineære sannsynlighetsmodeller (OLS regresjon). Modellene i tabell 2 inkluderer derfor bare resultatene fra de ordinære regresjonsanalysene.
4Tar man ut fritidsaktiviteter synker Pseudo R2 til om lag 3,4 prosent. Fjerner man kjønn, klassetrinn, sosioøkonomiske ressurser og kommune, synker målet til 1 prosent.

Idunn bruker informasjonskapsler (cookies). Ved å fortsette å bruke nettsiden godtar du dette. Klikk her for mer informasjon