SOU 1972:76

Unga lagöverträdare

Till Statsrådet och chefen för justitiedepartementet

De sakkunniga för 1956 års klientelunder- sökning rörande ungdomsbrottslingar över- lämnade med skrivelse till statsrådet och chefen för justitiedepartementet i maj 1971 en rapport rörande undersökningen, ”Unga lagöverträdare 1” (SOU 1971:49). I denna rapport behandlades undersökningens hu- vudsakliga uppläggning, undersökningsme- todiken och vissa andra principiella frågor. Undersökningsresultat redovisades ej i annan män än att redogörelse lämnades för debut- brottssituationen och klientelets kriminalitet under den tid som uppföljning skett. Utför- ligare resultatredovisning skulle enligt vad som angavs i skrivelsen följa i särskilda rapporter rörande olika avsnitt av undersök- ningen.

De särskilda rapporter som sålunda avise- rades i skrivelsen blir i denna etapp fyra till antalet och anknyter till undersökningens fyra huvudavsnitt, vilka utgöres av ett avsnitt rörande registerdata m.m., ett psykologiskt, ett social-psykologiskt och ett barn- och ungdomspsykiatriskt avsnitt. De utarbetas under fortlöpande nära samråd mellan rap- portförfattarna och med anlitande av den för undersökningen tillgängliga statistiska exper— tisen, professor Sten Malmquist — som tillhör de sakkunniga — samt fil.lic. Staffan Lundquist och fil.kand. Carita Gundberg.

Rapporterna kommer att publiceras suc- cessivt allt eftersom de blir färdiga, och som den första i serien föreligger nu en av professor Gösta Carlsson utarbetad rapport

rörande familj, skola och samhälle i belys- ning av officiella data. Den bygger på skoldata med lärarintervjuer och uppgifter från sociala myndigheter rörande de under- sökta pojkarna och deras familjer. Detta material har insamlats med det ursprungliga syftet att det skulle komplettera de intervju- och testdata som insamlats i de psykologis- ka, social-psykologiska och barn- och ung- domspsykiatriska avsnitten, men under ar- betets gång har det visat sig, att dessa data har stort självständigt värde och motiverar en särskild studie. Den har möjliggjorts genom bidrag från Allmänna barnhuset, för vilket bidrag de sakkunniga vill uttala sin stora tacksamhet.

Stockholm i augusti 1972. På de sakkunnigas vägnar: Per Bergs ten /Olle Hellberg

. ” . ;... __-.. -'|__ '...'" '. __| ". "i'll" _luu __” ":"T'Il;'_' &? .. . . . . .. ' ' |. ha _|, |_ J . -_. - _. |__. ._|__._,. . _ w.. _ ' _, _J.__ _ '—' . - tid".. ':' " !. i,..ä. _ F

— .. ,...—.. . _. .. i " _- ' - i . - ' eb'czr'imm d'un"! lil || .. - _ . ..) _ | . ..- ._ - ' ' ._ - delikat n It—Jsb

Mr

., _ . J _ _ ["I L._-'-_r' .. | ' ' , ' - __.-_ ' .

..; . " _ .- ». __; _ ."_"|l| _"' _ Arn—___": kl.: '.wa UCJ? . . .. ;.c.____...r.f -.,. .

'...' .. ' . ' _ Tau n ”namna-arma

r' 'å'"? f:.f'i'l " m'r'nitzh'linuh ubuu

”';-,. 9.3: .it . am . ...,... wi _”; '-_".'n' ”jW”mc-n_

i..

. 'i'. .. i)! Malawi" ' "w...-w

'_'"it '-l""':'r 33:19?" _. ' _ . "'.""-'*- "' _' ' ._ -_ _ ';ng '#'—" " ' Eidlwmi' | &. __ '_. _ . _ _ _ '.i _ : u... 4.2.2 ':= # M'Iiäm . Matilda?

ljumt ru". ' WWF?” . g! m

' =.". _ n 1 1 =h'qu w.l-Iq')_;i_u,___l1______i_-. ”lilla-' . _ _ I |- -r _ l i . . . . ii . . _ 3 | | ' _ '-' . i" " . ' _»7-'."'.' l '.'j'E ”ih _

InnehåH

Kapitel 1 Frågeställningar och resul— _3.8 Förklaring av ålderseffekten . . . . 35 tar: En överblick ................. 7 3.9 Selektion i Kontrollgruppen . . . . 36 1.1 Kapitlets syfte .............. 7 3.10 Utvecklingen efter 15 år ....... 37 1.2 Rapporten och undersöknings- 3.11 Exempel på standardisering . . . . 39 programmet ................ 7 3.12 Diskussion ................. 41 1.3 Brottsdebut och kriminalitet . . . 8 1.4 Debut, reaktion och behandling . 10 Kapitel 4 Styrkan hos kriminologiska 1_5 Mått på miljö _______________ 10 Samband ....................... 43 1.6 Skolan .................... 13 4—1 Aspekter På fiskdata --------- 43 1.7 Lokal samhällsmiljö .......... 13 4'2 RiSk OCh gruppskillnader """" 44 1.8 Allmänna slutsatser .......... 14 4'3 En utvärderingsnorm """""" 45 4.4 Statistisk effekt i den kriminolo- Kapitel 2 Samhällsmiljö OCh rumslig giska litteraturen ............ 48 fördelning .................... 16 4-5 Varierande effekt i hög' OCh 2.1 Individuell och ekologisk varia- lågiskmiliöe' --------------- 49 tion ______________________ 16 4.6 Avslutande kommentar ....... 50 2.2 Kriminalitetens fördelning på om- Kapitel 5 Teoretiska synpunkter _ _ _ _ 52 råden ------------------ 17 5.1 Inledning .................. 52 2'3 Hög- OCh lågriskområden ----- 20 5.2 Ledande idéer .............. 52 2.4 Tolkningen av områdesskillnader 23 53 Miljö och respons ____________ 53 2.5 Bostad och brottsplats ........ 24 5_4 Miljöbegrepp _______________ 54 2-6 Allmänna slutsatser 25 5.5 Utdifferentieringen .......... 56 5.6 Reaktion och stigmatisering . . . . 58 Kapitel 3 Riskförhållanden ”" urvals- 5.7 Utdifferentiering och kriminolo- problem ---------------------- 27 gisk teori: En återblick ........ 59 3.1 En problemöversikt .......... 27 3_2 Standardiserad kontrollgrupp _ _ _ 28 Kapitel 6 Familjemiljön .......... 61 3.3 Risk och stratum ____________ 29 6.1 Inledning .................. 61 3.4 Risknivå i befolkningen _______ 30 6.2 Problemfamiljer ............. 62 3.5 Diskussion av strataskillnader: So- 6.3 Ett belastningsindex .......... 63 cialgruppseffekten ___________ 31 6.4 Belastningsindex i debut och kon- 3.6 Diskussion av strataskillnader: F a- trollmaterial ................ 65 miljetyp ................... 33 6.5 Bruttoeffekt, nettoeffekt och sig- 3.7 Äldersfaktorn ............... 34 nifikans ................... 67

6.6 Tidsaspekten ............... 68 6.7 Familjesplittring ............. 69 6.8 Kombinerad miljöbedömning . . . 69 6.9 Återfall och familjemiljö ...... 70 6.10 Avvikande och normal familjemil- jö: Återblick ................ 72 Kapitel 7 Skolan ................ 74 7.1 Miljö, beteende och skoldata . . . 74 7.2 Intelligensens roll ............ 76 7.3 Skolresultat ................ 78 7.4 Några alternativa mått på skol- prestation .................. 80 7.5 Lärarskattningar ............. 81 7.6 Skolk och kriminalitet enligt lä- rarskattningar ............... 83 7.7 Återfall och skoldata ......... 83 7.8 Återblick på skoldata ......... 85 Kapitel 8 Kombination av data ..... 88 8.1 Datakombinationer: Syften och typer .................. 88 8.2 Några statistiska utgångspunkter . 88 8.3 Tillämpningar ............... 89 8.4 Sammanfattning och diskussion . 91

Kapitel 9 Tolkningar och tillämp-

ningar ........................ 93 9.1 Undersökningens ram ......... 93 9.2 Felkällor .................. 94 9.3 Miljö och kriminalitet ........ 95 9.4 Personlighet, närmiljö och sam-

hälle ...................... 97 9.5 Återfall och grav kriminalitet . . . 98 9.6 Reaktionen på debutbrottet . . . . 98 9.7 Tolkningar av återfallsdata ..... 99 9.8 Individuell och social effekt . . . . 102 10 Summary ................... 105

10.1GeneralCharacterofthe Study . 105 10.21ndicators of Environment and

Behaviour .................. 106 10.3 Analytic Frame-Work ......... 106 10.4 Class and Family Factors ...... 108 10.5 The School Record .......... 108 10.6 Ecological Analysis .......... 109 10.7 Recidivism ................. 109 10.8 Concluding Remarks ......... 110 Litteraturförteckning ........... 111

1. Frågeställningar och resultat: En överblick

1.1. Kapitlets syfte

Den rapport, som här framlägges, ingår som ett led i resultatredovisningen från 1956 års klientelundersökning, vars mål och arbetssätt beskrivits i ett tidigare betänkande (SOU 1971149). Det som tas upp i det följande är bearbetningar av vissa miljö- och skoldata för det studerade materialet av debutanter i egendomsbrott (i tabeller och text ofta kal- lat B-gruppen) och ett kontrollmaterial (ofta kallat K-gruppen). I de efterföljande kapitlen 2—9 lämnas en redogörelse för de teoretiska utgångspunkter och praktiska överväganden som legat bakom, de metoder som använts, och vad de lett till i fråga om skillnader mellan debut- och kontrollmaterial (eller to— talbefolkning) och förslag till tolkning av skillnaderna, liksom vissa praktiska slut- satser. ] det hela bär framställningen en teknisk prägel; för att få en presentations- form som på en gång är överskådlig och någorlunda exakt har bland annat en speciell metod utarbetats för ändamålet (det s.k. nivådiagrammet). Ett inslag av statistisk ana- lys är ofrånkomligt för det slags material och frågeställningar det här gäller. Använda me- toder har beskrivits i sitt sammanhang och läsaren bör i de flesta fall av texten få tillräcklig ledning. Jämfört med många eko- nomiska utredningar i det offentliga trycket torde svårigheterna vara måttliga.

Det kan emellertid inte undvikas att hel- hetsintrycket blir sådant att en del läsare har

behov av ett icke-tekniskt sammandrag av huvudresultaten och en resonerande kom- mentar till dessa utan statistisk eller teore- tisk apparatur. Föreliggande kapitel är avsett att möta detta behov. Därav följer att det innehållsmässigt har mycket gemensamt med andra avsnitt inte minst kapitel 9, men skil- jer sig något i avseende på stil och presenta- tionsmetod. Läsaren kan efter kapitel 1 eventuellt gå till kapitel 9 för att få ytterli- gare överblick, eller till de partier av den egentliga redovisningen som svarar mot hans intresse. Det bör påpekas att kapitel 2 av- viker från de efterföljande genom att bygga på geografiska områden (stadsdelar) medan analysen i övrigt bygger på individuella data. Sista avdelningen i vart och ett av kapitlen 2—8 är också av sammanfattande och kom- menterande typ visavi innehållet i respektive kapitel, dock med vissa variationer i karak- tär.

1.2. Rapporten och undersöknings- programmet

I stora drag vilar bearbetningar och slutsatser i denna rapport på data om pojkens familj och miljö och hans situation i skolan, till- gängliga i offentliga register och idokument hos myndigheter. Det främsta undantaget är vissa omdömen om pojken avgivna av hans lärare på ett särskilt formulär, och i en särskild intervju, arrangerat för undersök-

ningen. Information om föräldrar och hem- miljö har också samlats in på annat sätt, bland annat genom intervju med pojken själv, men denna har inte utnyttjats här. Skäl för en sådan avgränsning finns anförda i kapitel 5, de har att göra med en strävan att renodla ett miljöbegrepp som täcker ”ut- ifrån” kommande impulser, inte något som är påverkat av pojkens eget beteende eller uppfattningar. Men en mera konkret vinst är att vi arbetar med data som i princip är tillgängliga för alla pojkar; i den mån resul- taten pekar på en möjlighet att ställa prog- nos, eller differentiera i materialet, kan de tillämpas i fortsättningen på nya grupper av ungdom som blivit kända för lagbrott och beträffande vilka barnavårdsnämnd eller an- nan instans skall ta ställning i behandlings- frågan. Denna tillämpning förutsätter alltså inte extraordinära utredningsmoment eller specialstudier. Detsamma gäller samman- koppling med nya kriminologiska studier.

Att nöja sig med registerdata och liknande har alltså sina fördelar, men det är lika påtagligt att det innebär ett handikap i andra avseenden. Den karakterisering av miljön som kan göras måste bli detaljfattig ochi enskilda fall osäker, och stora områden får helt förbigås. Hur självklart det än år måste det understrykas att den rapport som följer endast är ett moment i det mera omfattande forskningsprojekt klientelundersökningen ut- gör. Både pojkens miljö och hans personlig- het kommer att behandlas i senare rapporter; innan så skett och en mera fullständig bild skapats är det i allmänhet inte möjligt att komma fram till en bestämd konklusion, eller till praktiska rekommendationer. De slutsatser som dras måste betraktas som pro- visoriska och osäkra. Den värdefullaste an- vändningen av nu tillgängliga data är att peka på rimliga tolkningar, och hur information från andra delar av projektet kan möjliggöra ett val mellan dessa tolkningar, och komplet- tera vad som nu finns.

Eftersom detta är den första i tidsord- ningen av rapporterna har det ansetts för- svarligt att ge den en något vidare ram av principiell diskussion än register- och skol-

data i sig berättigar till, detta bör också underlätta senare anknytningar och integra- tion.

l.3 Brottsdebut och kriminalitet

Bakom kriminologisk forskning ligger öns- kan att ingripa mot brottsligheten som sam- hällsfenomen, att vända på eller bromsa den stegring i antalet brott som kunnat iakttas i kriminalstatistiken. [ direktiven till 1956 års klientelundersökning kommer detta motiv klart till uttryck. Relationen mellan en stu- die av individuella lagöverträdare, i detta fall unga brottsdebutanter å ena sidan, och åt- gärder mot, eller en förklaring av brottslig— hetens totala omfattning i samhället å den andra, innehåller flera oklara moment, de har framför allt berörts i kapitel 9. Den kanske viktigaste frågan, som kan formuleras som en invändning mot klientelundersök— ningens uppläggning, är följande. Hur rele- vant är det att ägna uppmärksamhet åt poj- kar under 15 år som första gången blivit kända för egendomsbrott, oftast obetydliga sådana, om det är den allvarliga brottslig- heten vi vill få under kontroll? Det går att frammana en bild av forskningspedanteri kring pojkstreck och barnsligt oförstånd.

Skälen till avgränsingen har lagts fram i det tidigare betänkandet och behöver ej i detalj rekapituleras. Det var väsentligt att undvika att få en ”institutionsmärkt” grupp, därav debut— och åldersavgränsningen, det har också påpekats att återfallssiffrorna i debutmaterialet talar för att beslutet var riktigt. Detaljerade uppföljningsdata har samlats in, både för debutmaterialet och kontrollmaterialet, pojkarna har kunnat föl- jas till 21—årsdagen och i många fall längre. Fullständiga redovisningar kommer att läm- nas i senare rapporter, också i den nu före- liggande har uppföljningsdata använts fast sparsamt och i förenklad form. Det är ett par synpunkter på debutmaterialet som särskilt behöver uppmärksammas när man skall be- döma dess bärkraft för analys av och åtgär- der mot brottslighet generellt.

Den första gäller brottsspecialiteter och

kategorisering av lagöverträdare. Kriminolo- gemas i sig berömvärda strävan att göra distinktioner, och bekämpa tendensen att behandla alla brott, från mopedstöld till sexualmord, som en homogen massa, kan leda till den motsatta överdriften, att se olika brottstyper som hermetiskt skilda. Det material som läggs fram här består uteslutan- de av pojkar som debuterat i egendomsbrott; deras fortsatta karriär är en annan sak. De har kommit in i, eller fått kontakt med en värld där våldet är ett normalt inslag — internt inom gruppen av kriminella och asociala eller mot offer utanför den — och vi finner också att en fjärdedel av debut- materialet blir känd för våldsbrott före 21 år. I harmoni med den siffran är den höga andelen, hälften, som i någon form registre- rats för alkoholproblem (andelen kända nar- kotikabrukare är mindre men detta kan be- tingas av att narkotikabruk är mindre syn- bart).

De statistiska samband eller effekter som rapporteras i det följande blir starkare om man undersöker skillnaden mellan en grupp pojkar som blivit känd för brott mer än en gång, och kontrollmaterialet, dvs. om man från debutmaterialet tar bort ”engångs- fallen”, dem som aldrig återfallit. Förhål- landet kan tolkas på mer än ett sätt vilket berörs i kapitel 9; oavsett tolkning kan det tas som argument för att operera med åter— falls- eller gravare lagöverträdare hellre än debutanter. En sådan politik är emellertid tvivelaktig om man vill komma närmare den totala ”produktionen” av brott i samhället, utrensningar av lindrigt belastade som krimi— nologiskt ointressanta innebär att man också försummar ett inslag i brottsligheten. Av detta skäl har det ursprungliga debutkriteriet fått spela huvudrollen i den analys som redovisas i denna rapport. Tagen som helhet kan debutgruppen inte kallas obetydligt be- lastad, ”nästan normal”, och det problem den erbjuder ur reaktions- och behandlings- synpunkt kan inte kallas trivialt. Den är påtagligt en grupp ur vilken persistenta och farliga lagöverträdare rekryteras, även om majoriteten småningom slutar att (veterli-

Det skall samtidigt medges, och har be- tonats i rapporten, att man skulle önska mera ingående och tillförlitlig kunskap om den reella brottslighetens fördelning i befolk- ningen. Många brott, säkerligen en icke obe- tydlig procent av alla brott, begås av perso- ner i vanliga levnadsomständigheter, som har ett legitimt arbete och inte betraktar sig själva som brottslingar. Men de har, när frestelsen blir stark och ett tillfälle yppar sig, rationaliseringar att falla tillbaka på, av ty- pen ”gör inte jag det tar någon anan det”, eller ”det är en stor firma, ingen märker förlusten”. Det är lätt att förstå hur en stöld, på en arbetsplats eller ett varuhus, kan kom- ma till på det viset, svårare för ett inbrott, och nästan omöjligt för ett rån. Rånarens självförsvar måste se ut på ett helt annat sätt (”jag fick aldrig en chans”) och förutsätter andra erfarenheter och som regel tidig brottsdebut.

Man kan diskutera om inte ett väsentligt bidrag från den psykologiska analysen av brottsdebutanter och kontrollmaterial kunde ligga i att påvisa likheter snarare än skillna- der, dvs. svagheter, från synpunkter av lag- lydnad, i samvets- och kontrollfunktioner som är vanliga i samhället.

Studier av självdeklarerad brottslighet, bland annat den av Elmhom (1969) utförda på skolungdom, tyder på att det är regel att ha begått något brott men att det är sällsynt att ha _begått många eller allvarliga brott. Sammankopplingar mellan sådana under- sökningar och material som återgår på offi- ciellt registrerad brottslighet låter sig inte genomföras med någon större precision, men en slutsats som förefaller att ha visst stöd i data är följande. I Stockholm, med dess låga uppklamingsprocent, framför allt av obetyd— liga egendomsbrott, löper pojkar som spora- diskt, med långa mellanrum, överträder lagen liten risk att någonsin bli kända, medan pojkar som ofta begår lagbrott förr eller senare blir kända hos polisen, i allmänhet inte vid sitt första brott, och kanske för något av de minst allvarliga de begått.

1.4 Debut, reaktion och behandling

Hypotesen ovan förklarar den höga återfalls- risken i debutmaterialet; i kontrollmaterialet blir endast en mindre (men inte negligerbar) del kända för brott mellan 15 och 21 år. Den bästa prognosmetoden för ett visst beteende är ofta att observera om samma beteende förekommit tidigare, och hur vanligt det varit. Kriminalitet är inget undantag, sanno- likheten för brott mellan 15 och 21 år blir under existerande förhållanden hög om vi förutsätter att pojken begått brott före 15 år.

Om tidig debut i känd brottslighet är ett allvarligt tecken, vilka slusatser skall dras beträffande val av reaktion eller behandling på debutbrott? Situationen i Stockholm i slutet av 1950—talet och förra delen av 1960-talet kan beskrivas så att på debut- brottet följde i nära 90 % av fallen (se tabell 9.6.1) ingen åtgärd med syfte att ge behand- ling, på sin höjd en utredning som ej föran- ledde vidare åtgärd. Man kan ha olika me- ningar om det ändamålsenliga i en sådan politik, och möjligen hävda att utredningen var åtgärd nog, ett tillkännagivande från samhällets officiella representanter, bama- vårdsnämnden, att pojkens beteende ogilla- des, och inte borde upprepas. Det är svårt att föreställa sig att utredningen kan ha haft en påtagligt återhållande effekt på fortsatt kri- minalitet i flertalet fall, den har tydligen inte förhindrat återfall för merparten av debu- tanterna. Möjligen kombinerar denna politik det sämsta av två världar, att stigmatisera utan att hjälpa.

Att på detta stadium föreslå ett annat reaktionssätt är ogörligt; senare rapporter, med en fylligare bild av pojkens egenskaper och familjens resurser, måste till, och det är inte givet att det över huvud går att konst- ruera fram behandlingsprogram i enskild- heter på basis av klientelundersökningen. Vad man nu kan ifrågasätta är den relativt passiva inställningen till en kategori pojkar med allvarliga problem, och stark tendens att fortsätta en awikande utveckling, med åter- fall i brott och alkholmissbruk som del-

En punkt som behöver klaras upp är möjligheten att differentiera inom debut- gruppen, mellan godartade fall, där passivitet och förlitande på föräldrarnas reaktion kan vara bästa lösningen, och sådana där en glidning mot en asocial livsföring, och ett inlemmande i asociala kontaktsystem, är på gång. Att för denna senare kategori vänta Och se betyder att den egentliga behand- lingen kommer på ett stadium när be- handling i allmänhet är resultatlös, vad man än består 1. Frågan är vilka informations- källor som står till buds, och deras tillförlit- lighet som den kan bestämmas med hjälp av här tillgängliga data. Till denna synpunkt på resultatredovisningen återkommer vi, både i detta kapitel och senare i rapporten, men det är återigen en uppgift som inte kan lösas med hjälp av register- och skoldata enbart.

1.5. Mått på miljö

Ingen undersökningsteknik kan bemästra uppgiften att få ett grepp om summan, det totala flödet av impulser från miljön, inte heller klientelundersökningen ens med upp- bådandet av all information från olika under- sökningsavsnitt. Än mindre kan grupperingar med hjälp av registerdata åstadkomma detta. Blir resultatet negativt eller odeciderat när sammanfattande mått på miljö relateras till kriminalitetsrisk kan alltså inga slutsatser dras om miljö och kriminalitet generellt, en reservation som bör hållas i minnet inför den kommande framställningen. Den principiella skepsis man kan känna inför de enkla indika- torer på familjemiljö som här används får modereras med hänsyn till att de är vad de flesta tidigare undersökningar arbetat med, och att den allmänna debatten kring brotts- lighet rör sig i sådana banor som stadsplane- ring, bostadsstandard, familje5plittring, ar- betslöshet och låg inkomst, socialhjälp, mul- ti-problemfamiljer, dvs. på ett sådant plan att vanliga indikatorer knappast kan anses definitivt för grova, eller felkonstruerade. Det är också frågan om inte generella mot- åtgärder i allmänhet diskuteras i ungefär

samma referenssystem, som bostadspolitik, familjepolitik, eller inkomstutjämning. Man kan också utgå från att starka statistiska effekter tål en del misshandel i form av klumpiga metoder och indikatorer som är ett stycke från det ideala.

Ytterligare en allmän anmärkning är på sin plats innan de specifika resultaten får passera revy. Det är en kvantitativ avvägning som skall komma till stånd, ett särskiljande av starka och svaga samband, också en nyanse- ring av den bild tidigare forskning och många utredningar gett. Det är däremot inte fråga om ett enkelt svar av typen ja eller nej på frågan om den ena eller andra effekten är närvarande, över huvud gör sig gällande. Ett sinne för proportioner är kanske mer nöd- vändigt här än på många andra fält (och ett hot mot de flesta teoretiska system och socialpolitiska doktriner). Vanan i många undersökningar att endast ange om ett sam- band är ”statistiskt säkerställt”, eller ”signi- fikant” i betydelsen större än slumpfluktua- tioner och tillfälligheter kan förklara, för- svårar jämförelsen mellan material.

De mått på miljö som använts i denna rapport är sålunda delvis de traditionella: socialgrupp (i allmänhet yrkesstatus hos fa- der), om familjen är hel eller splittrad, bo- stadsområdets karaktär, inkomst, bostads- standard. Med hjälp av uppgifter från krimi- nalregister (straffregister), Kontrollstyrelsens register, Nykterhetsnämndens och Bama- vårdsnämndens akter Och Soeialregistret har byggts upp ett index, ett sammanfattande mått på familjemedlemmarnas förekomst och därmed symptom på kriminalitet, alko- holprobelm, ekonomisk svaghet, uppfost- rings- och familjeproblem. Varianter och kombinationer av de grundläggande måtten har också prövats och redovisas i kapitel 6 men dessa kan här förbigås.

Hur sambanden mellan debut och miljö- faktorer skall utvärderas, och vilka samband som skall kallas ”starka” oeh ”svaga” har ingående diskuterats i huvudtexten, framför allt i kapitel 4. Frågan är långt ifrån lättlöst, och det är inget tvivel om att vi här löper risken av godtycke ivalet av normer, och att

sätta etiketter på fynden som har en retorisk snarare än upplysande funktion. Den på många sätt mest tillfredsställande utvägen är att läsaren själv, efter att ha tagit del av resultaten i detalj och det referenssystem som används med effekt- eller sambands- nivåer, tar ställning.

Vissa av miljöfaktorema erbjuder dock mindre problem och kan tas separat. Det gäller socialgrupp, familjestatus (hel/splittrad familj) och områdeskaraktär, vare sig de tas var för sig eller kombinerade i en stratifie— ring, som mestadels är fallet i rapporten. Det gäller också inkomst, och ett mått på bo- stadsstandard (trångboddhet). De är alla van- liga inslag i den kriminologiska debatten, och vi vet av tidigare forskning i vilken riktning skillnaden mellan debut- och kontrollmate- rial skall gå. Förväntningarna har uppfyllts, men de måste alla sägas ge svaga effekter efter varje rimlig bedömningsgrund. Det gäl- ler i synnerhet trångboddhet, vilket långt ifrån får anses vara någon självklarhet. Kan- ske ännu mer överraskande är inkomstens blygsamma statistiska samband. Här får man räkna med att tekniska brister kan ha spelat in _ det har bl. a. varit svårt att ien del fall avgöra vilka personers inkomst som skall räknas samman till en familjeinkomst. Kvar står att det faktiskt belagda sambandet med brottsdebut inte är starkare än de i litteratu- ren länge diskrediterade intelligensskillnader- na (som också ger ett svagt samband).

Detta betyder inte att riskförhållandena är identiska mellan olika strata, socialgrupper eller inkomstklasser. Ett exempel (från kap. 3): den kategori (stratum) som består av pojkar från arbetarhem, där familjen är splittrad, och som bor i belastade stadsdelar, löper en risk för debut (före 15 år) som kan uppskattas till tre gånger genomsnittsrisken, och omkring sex gånger risken i ”bästa” stratum, pojkar från socialgrupp I eller 11, i fullständig familj och områden med låg be- lastning. Riskkvotema kan förefalla höga men sammanhänger med två omständigheter. ”Sämsta” stratum är litet, det omfattar en- dast mellan tre och fyra procent av befolk- ningen, och riskkvotema blir normalt högre

ju extremare avgränsingar man gör. Det be— tyder också att ett extremt stratum ger ett ganska måttligt bidrag till debutmaterialet; 12 procent av debutanterna kommer från sämsta stratum. Den andra omständigheten att hålla i minnet är att genomsnittsrisken är omkring 0,05. En konsekvens är att skillna- den, relativt sett, blir liten på det motsatta utfallet, att ej bli känd för debut. De flesta pojkar, också i ”sämsta” stratum, undgår att bli kända för tidig brottsdebut. Det är inte mycket av kriminaltiet som har förklarats av en miljökonstellation som bidrar med obe- tydligt mer än 10 procent av debutmateria- let, och i vilken 80—85 procent undgår debut.

Går man över till en andra grupp av miljödata som hänför sig till kriminalitet och alkoholism hos föräldrar eller föräldra- substitut, familjeproblem signalerade av bamavårdsnämndsakter, eller perioder av socialhjälp, ändras intrycket något (kap. 6). Sambanden är starkare, svagast för den ”ekonomiska” av indikatorerna, socialhjälp. Denna grupp av miljömått hänger inbördes samman och har därför kombinerats till ett index, ”belastningsindex”. Det är nu möjligt att avgränsa exempelvis något över 10 pro- cent av befolkningen som har tredubbla ge- nomsnittsrisken, och som bidrar med nära 40 procent av hela debutmaterialet. Vidgar man definitionen så att också lindrig belast- ning, och mera tillfällig förekomst räknas in, kommer en majoritet i debutmaterialet från ”belastade” familjer, men också en avsevärd del av kontrollmaterialet, 40 procent (tabell 6.4.2). Det har särskilt betonats iden sam- manfattande diskussionen till kapitel 6 att ”problemfamiljer” inte låter sig skarpt av- gränsas, och att en överraskande stor andel av kontrollmaterialet (och befolkningen) är känd i registren för någon familjemedlem, vid något tillfälle.

Om de nu beskrivna sambanden skall kal- las ”starka”, ”måttliga” eller ”svaga” kan bli föremål för olika bedömningar; det är natur- ligtvis i sig utan betydelse vilket ord man sätter. Det viktiga är att få in dem i ett komparativt perspektiv, och i det avseendet

finns det flera möjligheter. Man kan jämföra dem med de resultat som nåtts i andra kriminologiska undersökningar. I texten har det gjorts vid flera tillfällen, det allmänna intrycket är att de skillnader mellan debut- och kontrollmaterial som uppträder i klien- telundersökningen är ungefär så starka (eller svaga) som i andra undersökningar; de sta- tistiska effekterna eller sambanden ligger på samma nivå. Omdömet gäller även den tidi- gare berörda gruppen av miljöindikatorer, socialgrupp, familjetyp, etc. Det kan inte heller sägas att sambanden är påtagligt myc- ket svagare än man finner i undersökningar av andra beteenden eller egenskaper än kri- minalitet; beteendevetenskaparnas starka framhävande av miljöfaktorer ger ett i någon mån vilseledande intryck av den grad i vilken miljöeffekter kvantitativt har kunnat beläg- gas. (Det finns dock ett område där enkla mått på miljö och social position ger betyd- ligt starkare samband, politiskt beteende som det framträder i valundersökningar.)

Ställer man de resultat som vilar på belast- ningsindex, eller dess komponenter, in i en referensram som hämtas från parallella me- toder att studera samband och gruppskillna— der och gängse normer, förefaller de statistis- ka sambanden mest rättvisande kunna be- tecknas som ”måttliga”, knappast ”starka”.

Viktigt är framför allt att det inte varit möjligt att definiera en miljö, en konstella- tion familjeegenskaper, sådan att debut- risken närmar sig 0,5, långt mindre 1. Det är inte otänkbart att man med mycket extrema avgränsningar, och genom att välja pojkar (familjer) med en lång rad belastande om- ständigheter kunnat komma över 0,5, men en sådan kategori hade med säkerhet blivit numeriskt liten, under en procent av befolk- ningen, och svarat för en liten del av debut- materialet. Klientelundersökningens omfatt— ning, och storleken av tillgängliga stickprov, har inte tillåtit experiment i den riktningen. Endast om vi kan finna många uppsättningar av sådana extrema miljöer, var för sig säll- synt men tillsammans av större numerisk betydelse, när man en punkt där man kan börja tala om ”förutbestämdhet” i fråga om

brottsdebut. Utsikten att komma därhän förefaller inte stor; på basis av nuvarande resultat finns det ringa stöd för tanken på miljö som öde. Till de positiva slutsatser som kan dras skall vi strax återkomma.

1.6 Skolan

Samma metoder har använts på data om pojkens skolgång, betyg, hänvisning till hjälpklass, observationsklass e. d., frånvaro- uppgifter, också de särskilda skattningar lä— rarna avgav. Samband kan och har bestämts, och kan jämföras med dem som erhållits för familjemiljön. Tolkningen blir givetvis en annan. det rör sig nu i hög grad om pojkens eget beteende, och om förhållanden som skall betraktas som parallellsymptom snarare än orsaker eller yttre (exogena) faktorer. Som symptom och tidigare varningstecken är skolprestationerna av stort intresse, därut- över får dåliga skolresultat förutsättas ha en menlig inverkan på den senare utvecklingen och pojkens framtidsutsikter.

Ett starkare samband mellan skoldata och brottsdebut än mellan miljöfaktorer och de- but var att vänta, och resultaten går också i den riktningen, men skillnaden ärinte marke- rad. Förhållandevis tidiga skolprestationer, som har större intresse i orsakstolkningar, ger endast obetydligt starkare samband än de nyss berörda miljöfaktorema. Det är först när man går till skolsituationen vid debuten, och framför allt lärarnas omdömen om poj— karna, som relationen blir märkbart starkare. Fyndet är av intresse mindre i sökandet efter kriminalitetens rötter i familj, personlighet och samhälle, än som en fingervisning att skolan och lärarna är en informationskälla som inte skall försummas, framför allt inte om man vill försöka sig på en differentiering av debutanter i mer och mindre allvarliga fall. Skolket behåller sin gamla rangplats som ett med kriminalitet starkt associerat feno- men. Lärarna är i allmänhet på det klara med vad som försiggår när det gäller pojkarna i debutmaterialet.

I anslutning till skoldata (kap. 7) har berörts de långsiktiga följderna för ungdoms-

kriminalitetens del av en fortsatt utbyggnad av skolsystemet. I individuella fall är lång skolutbildning (och goda skolresultat) för- bunden med låg kriminalitetsrisk, kort skol- gång och dåliga resultat med högre risk. Det är en helt annan sak vad totalresultatet, för samhället i sin helhet, blir av en expansion på skolans område, och en trend i riktning mot ”utbildningssamhållet”. Klientelundersökningen kan av naturliga skäl inte lösa det senare problemet, de osäk- ra indicier vi har i form av tidsseriedata och jämförelser mellan olika samhällen tyder snarast på att utbildningsexpansionen är en negativ faktor med hänsyn till ungdoms- kriminalitet. Vad det här använda materialet kan belysa, och har visat, är de svårigheter en grupp pojkar, som personlighets— eller miljö- mässigt är illa rustade för skolarbete, råkar i. En ökande tendens till utsöndring av en kategori ungdom med grava disciplinpro- blem, skolk, stark skolleda och mycket dåli- ga skolresultat är, om och där den kan beläggas, ett illavarslande tecken för den som har anledning att syssla med ungdomskrimi- naliteten och dess sannolika förändringar.

1.7 Lokal samhällsmiljö

Den summerande diskussion som förts i de närmast föregående avdelningarna har gällt de individuellt, eller mellan familjer varieran- de egenskaper som kan tänkas förklara brottsdebut, eller ha ett värde som symp- tom. Den bearbetning av debutmaterialet efter stadsdelar som läggs fram i kapitel 2, har knappast berörts även om bostadens belägenhet i en lågbelastad respektive hög- belastad stadsdel fått ingå bland de mått på miljön som använts i senare kapitel. Den områdesvisa, ”ekologiska” analysen arbetar med området som enhet, relativa frekvensen pojkar med känd brottsdebut har bestämts och satts i samband med andra, för området giltiga frekvenser, exempelvis mått på bo- stadsstandard, yrkes- (socialgrupps-) fördel— ning, etc. Vi är med detta på en nivå mellan individuell och total samhällsnivå; de olika stadsdelarna kan i någon grad betraktas som

”miniatyrsamhällen” med i viss mån skiftan- de förhållanden. Analysens räckvidd begrän- sas självklart av de många faktorer som är gemensamma för hela Stockholm, t.o.m. för hela landet.

I populärdebatt spelar ”problemstads- delar” en framträdande roll. Den hastiga utbyggnaden av nya områden i Stockholm har medfört att de som för dagen står i sökarljuset (t. ex. Tensta, Skärholmen) inte alls är företrädda i debutmaterialet. De hög- belastade områdena i centrala Stockholm (huvudsakligen på Södermalm) och kring Hökarängen och Aspudden, är kända tidiga- re. Klara överrisker kan beläggas i sådana områden, men inte av en storlek att de modifierar det intryck man får av den indi- viduella analysen. En grupp högbelastade områden står för ungefär en fjärdedel av pojkbefolkningen men har något över 40 procent av alla debutanter.

Ett intressant men inte entydigt tolkbart resultat är att områden skiljer sig i den riktning,. man kan vänta sig genom att ta hänsyn till förekomsten av socialhjälp. låg inkomst etc. men att variationen mellan områden blir större än de individuella fakto- rerna ger anledning vänta. Det är möjligt att detta avspeglar en effekt av koncentrationen av exempelvis ”problemfamiljer”, att också pojkar i andra familjer, eller i en marginal— grupp, påverkas, och omvänt i områden med låg frekvens problemfamiljer.

Trots områdesskillnaderna finns det anled- ning att varna för tanken att ungdoms- kriminalitet kan rumsligt lokaliseras, och be— kämpningsresurser likaså, till en mindre del av staden. Det slags kriminalitet vi har att göra med enligt debutdefinitionen är spridd över hela staden och förekommer i alla lokala miljöer. Platsen för debutbrottet tycks f. ö. i stor utsträckning ligga nära bostaden. (Bo- staden har varit grunden för områdestilldel- ningen).

1.8 Allmänna slutsatser

Den linje som drivits både i detta kapitel, och i den mera ingående analysen i senare

kapitel, med inriktning på kvantitativ av- vägning, mindre på kategoriska ställnings- taganden för eller emot någon teori (eller doktrin) öppnar möjligheten till en förmed- lande position mellan två skenbart oförenliga ståndpunkter i samtida kriminologisk diskus- sion. Ä ena sidan har vi, som förut noterats, de återkommande faktorerna, exempelvis familjetyp, ofta framställda som ”pålitliga” samband. Å andra sidan finns det en riktning (se avd. 5.5) som förnekar att ungdoms- brottslingar, framför allt vid debuten,,är olika andra ungdomar i något väsentligt av- seende, eller vill tona ner differentierings- tanken. Det är lättare att förlika de två ståndpunkterna om det visar sig att många av de återkommande statistiska sambanden i själva verket är långt ifrån starka och lämnar mycket oredovisat. .

Bearbetningen av miljöfaktorer inom ra- men för registerdata ger utan tvivel detta intryck; eftersom andra data, från andra delar av projektet återstår att redovisa kan starkare ord än ”intryck” eller ”preliminära slutsatser” inte användas. Det förefaller som om många av de bestämmande impulserna, ”knuffarna” från miljön, kan komma relativt sent, och emanera från den aktuella situa- tionen snarare än tidig barndomsmiljö och utveckling, men här måste man på nytt reservera sig för vad en mera ingående granskning av personlighet och närmiljö kan visa.

Detta preliminära ställningstagande kan föranleda flera missförstånd som så vitt möj- ligt bör undvikas. Ett första har redan kort berörts, att det skulle innebära den princi- piella omöjligheten att komma längre med miljöförklaring av brottsdebut. Vad som visats är endast räckvidden av de använda indikatorerna på miljö som inte i full ut- sträckning kan fånga de många, parallella, av varandra oberoende impulser som träffar pojken. Ett andra missförstånd är att när— miljöfaktorer (främst familj) står i ett kon- kurrensförhållande till inflytandet från sam- hället i stort, så att stöd för den ena kate- gorin av inflytanden utesluter den andra. Personlighet, närmiljö och total samhälls-

miljö bör hellre uppfattas som länkar i en kausal kedja. Att kända närmiljöfaktorer visat sig endast högst ofullständigt förklara brottsdebut gör inte spelrummet för effekter av samhällsstrukturen större eller mindre. Däremot kan det (allt under förutsättning att det står sig inför senare analyser) tvinga till en omprövning av våra föreställningar hur, genom vilka förmedlande mekanismer, samhällsstrukturen påverkar kriminalitet, och därmed vad det är i samhällstrukturen som har verkan.

Det sista missförståndet det finns anled- ning nämna är att svaga eller måttliga sam- band mellan angivna miljöfaktorer och brottsdebut i praktiken måste leda till resig- nation beträffande utsikten att komma läng- re med problemet, vare sig teoretiskt eller praktiskt. Sant är endast att resultaten är en varning mot en förhastad och föenklad lös- ning, som går ut på att kriminaliteten som samhällsfråga lokaliseras till en bestämd, av- gränsad bit av samhällsstrukturen. Det är en bekväm, och på många sätt attraktiv formel, inte minst därför att den ger, eller förefaller att ge, anvisningar på åtgärder. Men den har inget övertygande stöd i data så långt de hittills bearbetats. En speciell variant, att lokalisera den kända ungdomskriminaliteten till ”problemfamiljer” eller ”de utstötta” som behandlats i kap. 6, skapar fler problem än den löser.

I nuvarande form talar resultaten för åt- gärder mot ungdomskriminaliteten över ett brett register, som berör både ”tidiga” och ”sena” (Situationella) faktorer. Till de förra hör familjepolitiska och mentalhygieniska åt- gärder, till de senare allt som försvårar brott, genom bättre skydd för egendom och över- vakning. Någon stor, allt överskuggande miljödeterminism som skulle göra delrefor- mer dömda att förfela all verkan har hittills inte kunnat beläggas.

2. Samhällsmiljö och rumslig fördelning

2.1 Individuell och ekologisk variation

I detta kapitel redovisas hur unga lagöverträ- dare i Stockholm — klientelundersökningens material — är fördelade i staden, och i vilken grad olika områden eller stadsdelar bidrar i relation till sin befolkningsstorlek. Till sam- ma frågeställning hör också sambandet mel- lan ornrådens sociologiska och ekonomiska egenskaper och deras kriminalitetsbelästning. En sådan analys betecknas vanligen som ekologisk; i termen inlägges sociala feno- mens, exempelvis brottslighetens, utbredning i rummet, men den används ofta i den mera generella betydelsen (lånad från biologin) av samspelet mellan individ och miljö. Under- sökningar av rumslig fördelning är ett viktigt hjälpmedel att komma miljöfaktorer på spå- ren, därför kan ekologisk och epidemiologisk metodik, den senare i den neutrala betydelsen utbrednings- och riskundersökningar, (Reid, 196018; MacMahon, Pugh & lpsen, 196013) endast vagt avgränsas från varandra.

Både den definitionsmässiga avgräns- ningen och målet för ekologisk analys kräver emellertid ytterligare några kommentarer för att inte den följande redovisningen skall missförstås. ] stor utsträckning kommer den att arbeta med samma information som an- vänds för att beskriva individer, de unga lagöverträdarna eller deras familjer, av typen inkomst och yrke. Sådana data används här för att framställa genomsnitt för områden, eller en proportion (ett procenttal) som lika-

ledes beskriver området. Det betyder att inkomst, yrke osv. återkommer senare men då för att karakterisera individer eller famil- jer. Ändamål och tolkningar varierar mellan de bägge nivåerna, i synnerhet bör observeras att individuella och ekologiska korrelationer, mellan exempelvis inkomst och kriminalitet, har olika innebörd och i allmänhet avsevärt skiljer sig i storlek (Robinson, 1950). Ekolo- gi är en klassisk forskningsgren inom sociolo- gin, och brottslighet, liksom andra avvikande beteenden ett klassiskt tillämpningsfalt (Janson, 1955; Jonsson, 1971). Ekologiska samband pekar på miljöförhållanden som med viss grad av sannolikhet kan betecknas som bidragande och riskökande faktorer. Även om man inte är berättigad översätta dem till individuella samband, kan det ekolo- giska fyndet, skillnaden mellan områden, användas för att få ledtrådar till analys på individ- eller familjenivå, som sedan prövas med data bättre ägnade för uppgiften. Om man finner (vilket ofta är fallet) att områden med lågklassig bebyggelse, låg genomsnittlig inkomst för de boende, och stor andel social- hjälpstagarhushåll, också har hög kriminali- tet är det naturligt att pröva om samma relation gör sig gällande när man jämför familjer med låga och högre inkomster, med olika bostadsstandard, med och utan social- hjälp. Det vore förvånande om inte samban- det återkom, fast kanske med annan styrke- grad. Denna funktion att subsidiärt belysa individuella faktorer skall inte undervärde-

ras, ekologiska samband är många gånger lätta att konstatera med hjälp av officiell statistik utan dyrbara specialundersökningar och kan därför vara en lämplig inkörsport till andra typer av analys, med krav på speciella material och individuell fördelning.

Av större intresse är emellertid resultat som tillfogar något principiellt nytt utöver sedvanlig analys på individ- eller familjenivå. Skulle områden skilja sig från varandra i avseende på kriminalitet precis så mycket som man kan vänta sig med hänsyn till deras sammansättning i fråga om yrkesgrupper, inkomstklasser eller frekvens socialhjälps- tagare har inget fogats till bilden i teoretiskt hänseende. Men det kan komma att visa sig att variationen blir större eller går i annan riktning än frekvensen individuellt predispo- nerande och riskbestämmande faktorer låter förutse. Förklaringen kan vara gemensamma stimuli, som inte låter sig fördelas på indivi- der: inflytande av stadsplan, förekomst av lek- Och idrottsplatser, eller frånvaron av dem, också anläggningar som ökar frestelser- na. Själva sammansättningen av områdets befolkning påverkar utfallet även sedan all möjlig hänsyn tagits till individens eget sta- tus och hans egen familjs beskaffenhet. Såda- na effekter är livligt diskuterade i den ekolo— giskt orienterade litteraturen under beteck- ningen ”kontextuella”, ”strukturella”, eller ”sammansättningseffekter” (”compositional effects”). Deras betydelse (om de kan beläg- gas) för tolkningen av kriminalitetens orsa- ker torde ligga i öppen dag liksom att de kan ha vittgående praktiska konsekvenser.

Till det sagda skall läggas den reservatio- nen att klientelundersökningens material inte samlats in med tanke på ekologisk ana- lys och att en sådan endast kan genomföras i begränsad omfattning.

Ett studium av områdens sociala belast- ning tjänar också ett sidoordnat och mera tekniskt syfte; att bedöma urvalsförfarandet för undersökningen och utföra riskberäk- ningar för Olika strata. Eftersom kontroll- gruppen styrts (matchats) också med hänsyn till bostadens belägenhet är det nödvändigt att knyta ihop ekologisk analys med analy-

sen av urvalsförfarandet. Denna senare upp- gift kommer att angripas i kapitel 3; kapitlen 2 och 3 bildar på detta vis en enhet. Vissa resultat från kapitel 3 måste i någon mån föregripas i innevarande kapitel.

2.2. Kriminalitetens fördelning på områden

För statistiska ändamål är Stockholms stad1 indelad i församlingar, samt i ytterområdena dessutom i stadsdelar; i Officiell statistik publicerad i Statistisk Årsbok för Stock- holms stad används denna indelning för redovisning bl.a. av befolkningen, och det har varit naturligt att anknyta till den. En justering har gjorts såtillvida att en del stads- delar kombinerats för att få överensstämmel- se med en redovisning av den vuxna (röstbe- rättigade) befolkningens socialgruppsfördel- ning som gjordes vid andrakammarvalet 1960. Slutresultatet blir 74 områden för hela staden, för de centrala delarna används församlingarna, för staden utanför tullarna stadsdelar eller block av två, någon gång fler, stadsdelar. I genomsnitt har ett område en befolkning på något under 11 000 år 1960; av ungdomar i åldern 11—15 är (båda könen) kommer det något över 600 per område, givetvis med stora variationer i bägge fallen. Den genomsnittliga landytan för ett område är 2,5 kmz.

Som framgått av tidigare rapport (SOU 1971249) ingår sammanlagt 192 unga lag- överträdare i materialet (intensivunder- sökta); de har första gången blivit kända för lagbrott någon gång under perioden 1959— 1963. Deras bostadsadresser har markerats på kartan nedan (fig. 2.2.1) och ger en första uppfattning om lokala olikheter, men in- trycket av stark koncentration till vissa om- råden blir missvisande om inte hänsyn tas till det högst varierande befolkningsunderlaget. Innan så sker kan man notera den totala omvälvning som skett sedan 1940, då större delen av ett ungefär likartat klientel kom från innerstaden (Centralförbundet för SO-

1 Den äldre terminologin för Stockholms kom- mun har bibehållits.

Figur 2.2.1 Debutmaterialet efter bostadsadress (Smärre approximationer i lägesangivelsen förekommer)

cialt Arbete, 1941), medan denna nu svarar för 22% av unga brottsdebutanter. Inner- stadsbefolkningens tilltagande fattigdom på barn och tonåringar är den självklara bak- grunden till förändringen, mindre självklart är att den avsätter lika tydligt spår i brotts- platsens lokalisation, som senare skall visas. Uppgifter insamlade av Janson (citerade i Boalt, 19671217) från 1947 ger också högre belastning för innerstaden.

Under antagande av uniforma riskförhål- landen i de 74 områdena kan väntade tal för antalet brottsdebutanter från varje område beräknas med ledning av antalet ungdomar 11—15 år i samma område är 1960. Uppgif- ter finns inte tillgängliga för pojkar separat, varför talet för bägge könen måst användas som bas; eftersom könsproportionerna i des- sa åldrar inte varierat uppstår härigenom inget fel av betydelse. En mera påtaglig

approximation är användandet av ett tal för perioden 1959—1963, man får vara upp- märksam på att enskilda områdens värden kan förryckas, däremot knappast den över- siktliga bild av differentieringen som närmast intresserar.

Väntade talet för område i betecknas mi, och observerade talet ni. De väntade talen är så beräknade att deras summa för hela sta- den överensstämmer med summan av de

observerade, dvs.

Zmi = Zni = 192 (2.2.1)

De observerade talen blir självfallet heltal, de väntade däremot inte.

För Maria församling är m = 2,6, n =9; för Hökarängen (inklusive det vid denna tid obetydliga Fagersjö) är m = 7,0, n = 20. Man kan lätt bilda motsvarande tal för större komplex av områden genom summering av rni och ni. För hela innerstaden är m = 50,1, n = 42. En direkt jämförelse mellan mi och ni ger vid handen om undernormala, ungefär normala eller övernormala risker förelegat, men sådana jämförelser bör begränsas till områden eller komplex av områden där det väntade talet är någorlunda stort, dvs. där befolkningsunderlaget är tillräckligt stort, eftersom tillfälligheter påverkar utfallet och betyder mycket i små områden.

Det finns tre förklaringar till variation mellan områden i avseende på det observera- de utfallet.

(1) Befolkningsunderlaget, dvs. variation i avseende på rni (2) En reell riskvariation

(3) Slumpvariation

De 192 fall som observerats är ett urval ur en befolkning av ca 24 000 pojkar; att kom— mä med just i detta material är följaktligen en händelse med låg sannolikhet, och utfallet kan analyseras med hjälp av Poisson-fördel- ningen:

Y : C_m mx

—X_r— (222)

där Y är sannolikheten att x fall skall obser- veras (x = 1, 2, . . .) om väntade antalet är m. För området Liseberg—Örby slott är in, vän-

tade antalet debutanter, 1,0. Sätter man in värdet 1,0 för m i ekv. (2.2.2) får man sannolikheten att det observerade antalet

skall vara 0, l, . . . . Dessa sannolikheter blir x Y 0 0,368 1 0,368 2 0,184 3 0,06] 4+ 0,019 1,000

1 Poisson-fördelningen blir variansen lika med medeltalet, dvs. m, standardavvikelser alltså x/rfi. Fördelningen klargör vilka till- fälliga avvikelser vi har att vänta givet ett visst väntat värde. De 74 områdena representerar lika många fördelningar, i allmänhet med skilda värden på m. Den faktiska variansen kring det vänta- de värdet är ag = %, >:(ni _ mi)2 = 7,61 (2.2.3)

som skall jämföras med motsvarande slump- mässiga variation,

oå- = 7—3, Zmi = 2,60 (2.2.4) Förhållandet mellan de bägge blir

2 2 _ _ ao / ae _ 2,9 (2.2.5)

De faktiska avvikelserna mellan väntade och observerade frekvenser ger en nära 3 gånger så hög varians som de avvikelser som kan förklaras ur slumpen. Resultatet pekar på en reell riskvariation; att en sådan finns var från början troligt men uträkningen ger en viss precisering av dess omfattning. Man får här emellertid ta hänsyn till en komplika- tion som hittills försummats. En tyst förut- sättning har varit att de enskilda fallen inom ett område kan betraktas som Oberoende. Så är av allt att döma inte fallet. Klientelunder- sökningens material bestyrker tidigare erfa- renhet, att pojkarna i allmänhet begår sina lagöverträdelser i gång, tillsammans med andra. Det finns åtminstone isolerade iaktta- gelser från Olika stadsdelar som pekar på hur gängbildningen också ger direkt utslag i re-

kryteringen till materialet, två eller tre poj— kar kommer från samma gata i ett tämligen lugnt område. Man får räkna med att tillfäl- ligheter inte endast leder till enskilda fall, utan till klungor av 2, 3 eller möjligen flera fall, utan att en allmän riskvariation behöver finnas.

Det återstår alltså två förklaringar till den övernormala spridningen enligt (2.2.5), risk- variation och gängbildning (beroende mellan enskilda fall). Båda förklaringarna har utan tvivel fog för sig, det finns några områden som säkert kan utpekas som högriskom- råden.

2.3 Hög— och lågriskområden

Det bör på nytt understrykas att det ringa antal fall som i allmänhet kan väntas (och faller ut) på enskilda områden gör det mycket vanskligt att direkt välja ut hög- och lågriskområden på basis av det faktiska resul- tatet; i bägge kategorierna skulle många om- råden med helt normala riskförhållanden hamna genom tillfälligheternas spel. Det gör också en jämförelse med andra undersök- ningar besvärlig. Närmast till hands för en sådan ligger de omfattande studier från flera amerikanska städer som lagts fram av Shaw och McKay (1942, 1969). I deras material, som är mycket större och ger mindre spel- rum för tillfälligheter, kan man notera att extremgrupper av områden kan bildas, var- dera innehållande ca 10 % av alla områden, med risker som skiljer sig med en faktor på 10. (Shaw och McKay, 1969: 53—54).

För det svenska materialet är en annan metod bättre ägnad att belysa riskvariatio- nerna, att utgå från en egenskap som är Oberoende av kriminalitetsutfallet och där- efter granska riskrelationerna. Samma metod har för övrigt tillämpats också i de amerikan- ska undersökningar som nyss åberopats. Man minskar härmed väsentligt faran att omed- vetet dra växlar på slumpfluktuationer. En möjlig utgångspunkt är den bostadssociala kartläggning av Stockholm som utförts inom stadens socialförvaltning (Altvall, 1971) och som bl.a. ger uppgifter om antalet hushåll

med socialhjälp, personer som varit föremål för Nykterhetsnämndens eller Barnavårds- nämndens ingripanden, samt för brott åtala- de personer, allt fördelat på stadsdelar, eller t.o.m. delar av stadsdelar (och delar av församlingar i innerstaden). Man får dOck ha klart för sig att uppgifterna avser en senare tidpunkt, år 1968. Den finare områdesindel- ningen skapar också tekniska problem vid anknytningen till tidigare redovisade resul- tat. Den sammanfattande översikt rapporten ger av segregationsmönstret i Stockholm (Altvall, 1971177—79) erbjuder emellertid en enkel om också approximativ väg att för- binda de bägge materialen. Med hjälp av de nyss nämnda indikatorerna på förekomster av sociala problem och avvikande beteende har i rapporten konstruerats ett socialt index och en kartering utförts; den högsta poäng- klassen betecknar områden med högsta fre- kvensen socialvårdsfall etc. Författaren fram- håller att de områden som faller i denna kategori bildar ett fåtal sammanhängande ytor. Större delen av Södermalm, Gröndal, Aspudden, Midsommarkransen, Västberga. Gubbängen, Hökarängen, Svedmyra, Enske- de Gärd och Hammarbyhöjden föres hit. Av kartbilden att döma bör Katarina, Maria och Högalids församlingar medräknas, liksom de nyss nämnda stadsdelarna i Söderort (i några fall kombinerade med ytterligare andra i enlighet med tidigare beskrivna regler). Sam- manställt med klientelundersökningens material blir resultatet de i tabell 2.3.1 redo- visade värdena.

Jämför man observerat och väntat utfall och tar förhållandet dem emellan som ett

Tabell 2.3.1 Debutfrekvens i områden med hög och låg allmän social belastning. 74 områden.

Områdets allmänna Frekvens brottsdebut sociala belastning ___—__

Vänrad Observerad Hög 46,5 81 Låg 145,5 11 1 Totalt 192,0 192

uttryck för risk inom respektive kategori innebär siffrorna att områden med i andra avseenden hög belastning har något mer än dubbelt så hög risk som områden med låg belastning. En annan sida av samma riskför- hållande är att de högt belastade områdena svarar för 24% av stadens befolkning (i åldern 11415) men har 42% av brottsde- butanterna. En klar överrisk kan alltså beläg- gas som rimligtvis inte kan tillskrivas slum- pen även om det beroende utfallet och ”gängfaktorn” gör signifikanstest besvärliga att använda.

Siffrorna kan jämföras med data från de amerikanska undersökningarna (Shaw & McKay, 196971; 103; 261; 284). Enligt de senare svarar den mest belastade fjärdedelen av befolkningen i allmänhet för drygt hälf- ten av lagöverträdarna, alltså en starkare segregation än i Stockholm. Här har emeller- tid högbelastade områden valts ut efter ut- fallet. När områdena grupperas efter andra men besläktade egenskaper, som i Stock- holm, blir riskskillnaderna mycket stora, kraftigare än i Stockholm. Allmänt gäller att ungdomskriminaliteten förefaller Ojämnare fördelad i de amerikanska materialen; som nyss nämnts går det att hitta klasser av områden i vilka riskförhållandena skiljer sig med en faktor på 10, vilket inte är möjligt i Stockholm.

En annan jämförelsepunkt är en undersök- ning av förhållandena i London (Wallis & Maliphant, 1967), med en något äldre (17— 20 år) och mer belastad grupp. Extrema områden skiljer sig med en faktor översti- gande lO. Relativt starka ekologiska korrela— tioner noteras för andelen trångbodda och andelen med manuellt arbete. Områdena är betydligt större än i Stockholm.

Socioekonomiska data av en mer allmän karaktär är tillgängliga för de 74 områdenai Stockholm åren omkring 1960. De kan bl. a. (med smärre approximationer) grupperas efter medianinkonzsten för manliga inkomst- tagare (1963); indelningen visar sig i förvå- nande liten grad relaterad till kriminalitet. Läginkomstområden ligger framförallt i innerstaden som har varierande kriminalitets-

Tabell 2.3.2 Debutfrekvens i områden med Olika me dianinkomst. 74 områden.

Medianinkomst i Frekvens brottsdebut

området ___— Väntad Observerad

under 17 000 15,5 23 17 000—18 000 24,2 23 18 000—19 000 44,6 48 19 000—20 000 29.3 38 20 000—22 000 35,5 21 över 22 000 42,9 39

Totalt 192,0 192

förhållanden. Trots att både Aspudden, Hökarängen och flera andra av de nyss upp- räknade högriskområdena faller i den näst lägsta inkomstklassen-(l8 000—19 000) visar denna inte som helhet någon mera markerad överrisk. Invändningen att det inte är områ- dets medianinkomst utan enskilda individers eller familjers låga inkomster som påverkar kriminalitetsrisk drabbar givetvis i lika mån all ekologisk analys och har tidigare bemötts; individuell analys med bl.a. inkomst som förklarande variabel kommer att tas upp senare. (avd. 3.11)

Ett liknande utslag ger en klassificering av områden efter procenttalet socialgrupp III, dvs. i stort sett arbetargruppen, bland de röstberättigade (ungefär den vuxna befolk- ningen) år 1960; procenttalen baserar sig på en l/30-dels sampling och alltså är behäftade med stora samplingfel.

Man lägger märke till att det i huvudsak är den lägsta klassen som ger en kraftig avvikel- se, i detta fall underrisk, i övrigt är skillna- derna måttliga och utvecklas inte alldeles regelbundet. Den lägsta gruppen innehåller

Tabell 2.3.3 Debutfrekvens i områden med Olika andel socialgrupp III. 74 områden.

Andel soc. gr. lll Frekvens brottsdebut

i området

Väntad Observerad

— 29 % 19,8 6

30 — 39 % 36,3 33 40 — 49 % 78,2 65 50 — 59 % 43,8 71 60 -— % 13,9 17

Totalt 192,0 192 21

Tabell 2.3.4 Debutfrekvens i områden med Tabell 2.3.5 Debutfrekvens i områden med Olika boendetäthet. 74 områden. Olika andel trångbodda. 74 områden.

Personer per rumsenhet Frekvens brottsdebut Trångbodda av boende Frekvens brottsdebut

iområdet i området Väntad Observerad Väntad Observerad

0,60 — 0,79 44,4 31 0 — 4,9 % 14,9 17 0,80 — 0,89 46,1 65 5,0 — 9,9 % 66,2 49 0,90 — 0,99 70,9 53 10,0 — 14,9 % 42,6 42 1,00 — 1,16 30,6 43 15,0 — 19,9 % 39,4 51 Totalt 192,0 192 20-0 * 323 % 28>9 33

Totalt 1920 192

församlingar på Östermalm och i övrigt om- råden i Västerleds församling. De låga vänta- de talen, dvs. det låga befolkningsunderlaget i extremklasserna, manar till försiktighet i tolkningen.

Trångboda'het är en klassisk förklaring till ungdomskriminalitet. [ vilken grad den har ett samband på det individuella planet kom- mer senare att tas upp (avd. 3.11); på ekolo- gisk nivå kan sambandet mellan kriminali- tetsrisk och boendetäthet (antal personer per rumsenhet) inte sägas vara entydigt som framgår av tabellen ovan. I denna har en indelning av områdena skett efter förhållan- dena vid bostadsräkningen 1960.

De två extremgrupperna ger värden i den förutsedda riktningen men mellangrupperna avviker från mönstret. Man har ett intryck av att en relativt hög boendetäthet snarast är ett följdfenomen till ett visst stadium av ett områdes demografiska historia (perioden innan barnen kommit till hushållsbildande ålder och flyttar bort) än den signalerar allvarliga sociala problem.

Går vi direkt på frekvensen trångbodda blir intrycket inte mycket annorlunda. Med hjälp av bostadsräkningen 1960 (Stockholms Stad Statistiska Kontor, 1965) kan procen- ten trångbodda av alla boende fastställas för de 74 områdena. Med ”trångbodd” förstås mer än 2 boende per rum (exklusive kök); talen är således beräknade för alla boende utan särskild hänsyn till barn eller barnfamil- jer. En viss samgång mellan trångboddhets— frekvens och risk finns, men den måste sägas vara oregelbunden.

Man kan slutligen ur den nyss citerade bostadssociala undersökningen (Altvall, 1971) hämta uppgifter om andelen barn i varje bostadsområde som tillhör hushåll med socialhjälp, dvs. sådana till vilka utgått so- cialhjälp någon gång under år 1968. Det finns mer än ett skäl att se detta som näraliggande egenskap i förhållande till brottsdebut. Den tidigare indelningen i so- cialgrupper är uppenbarligen mycket grov, och socialgrupp lll, arbetargruppen, består i stor utsträckning av personer eller hushåll med inkomster och levnadsförhällanden inom ramen för vad som kan betecknas ”normalt”. Vill man få fram storleken av den grupp, vars ekonomiska förhållanden är mest prekära, är förekomsten av socialhjälp ett användbart mått. Erfarenhetsmässigt finns här också många ”multiproblemfamil- jer” med symptom som avsevärt ökar risken för kriminalitet bland barnen.

Även här blir sambandet mer komplicerat än man kunnat vänta genom att en av mel-

Tabell 2.3.6 Debutfrekvens i områden med Olika andel barn i hushåll med socialhjälp. 74 områden.

Andel i hushåll Frekvens brottsdebut med soc. hjälp _

Väntad Observerad 0 — 4 % 46,3 42 5 — 9 % 88,2 59 10 — 14 % 40,7 51 över 15 % 16,8 40 Totalt 192,0 192 SOU 1972:76

langrupperna (5—9 %) får den gynnsammaste relationen mellan observerad och väntad fre- kvens. En mycket klar riskökning kan kon- stateras för områden med hög andel barn från hushåll med socialhjälp.

2.4 Tolkningen av områdesskillnader

De positiva fynden från analysen av krimina- litetens fördelning på områden, att vissa på annat sätt identifierbara områden har en överrisk (och på motsvarande sätt en del områden en underrisk) är inte i sig oväntade och för inte diskussionen om kriminalitetens orsaker nämnvärt framåt innan de under- kastats vissa kontroller. Som framhållits i avsnitt 2.1 kunde det tänkas att områdes- skillnaderna har en enkel om än icke helt trivial förklaring i områdenas sociala rekryte- ring. Här måste man göra en åtskillnad mel- lan en ekologiskt samlad riktning och dess styrka. Socialgruppsfördelningen är ett vik- tigt exempel.

1 kap. 3 kommer att redovisas data som gör det rimligt att kalkylera med ungefär dubbel risk för brottsdebut (enligt klientel- undersökningens avgränsning) inom social- grupp 111 jämfört med socialgrupp I och II. Återgår skillnaderna mellan områdeskatego- rier med olika andel socialgrupp 111 enligt tabell 2.3.3 helt på denna riskskillnad? Ett första indicium mot en sådan tolkning är givetvis den oregelbundna gången i riskut- vecklingen; redan den andra klassen av om- råden, med 30—39 % i socialgrupp 111, har en nästan genomsnittlig risk. En annan invänd- ning är att skillnaden mellan extremklasserna enligt tabell 2.3.3 är för stor. Ett område med 20 % i socialgrupp 111 och ett område med 60 % i socialgrupp Ill skall förete långt blygsammare riskskillnader om det enda av- görande är en riskfaktor på 2 för socialgrupp 111. Man får relationen ur följande uttryck:

(0,6x2xk+ 0,4 — k)/(0,2 x 2 x k + 0,8 -k) = = 1,3 (2.2.6)

där k är en konstant som anger den allmänna risknivån. Men i verkligheten (tabell 2.3.3) skiljer sig extremkategorierna (som i genom-

snitt har ungefär de angivna socialgruppsför- delningarna) betydligt mer, eller med en faktor på 4.

En invändning mot att begagna den grova socialgruppsindelningen, som har giltighet både i ekologisk och individuell analys, har framförts av Jonsson och Kälvesten (1964: 216).

Inom socialgrupp IlI, framhåller författar- na, fmns en ytterligare stratifiering med en sämst ställd grupp präglad av fattigdom, ensamma mödrar, alkoholiserade fäder, eller psykisk ohälsa. För att komma den gruppen något närmare kan vi i stället granska resulta- ten i tabell 2.3.6, som visar risker i områden med Olika förekomst av socialhjälp. Här måste kalkylen bli något mer hypotetisk och den baseras på antagandet att barn från hushåll med socialhjälp har en 5 gånger högre risk än andra barn. På samma sätt som i föregående fall kan riskökningen för den sämst ställda klassen av områden, med 15 % eller fler av barnen från hushåll med social— hjälp, jämföras med den bäst ställda klassen, där siffran är mindre än 5 %. Resultatet framgår av ekvation 2.2.7 nedan, med de antagna frekvenserna 18 % respektive 2 %.

(0,18 x 5 x k + 0,82 x k)/(0,02 x 5 x k + +0,98 xk)= 1,6 (2.2.7)

Men enligt de faktiska riskvärdena i tabell 2.3.6 förhåller sig den sämst ställda gruppens risk till den bäst ställda gruppens som 2,6 till 1. För att få ett så kraftigt utslag med hjälp av ekvation (2.2.7) är vi tvingade att förut- sätta en individuell riskökning med en fäk- tor över 10, ett som det förefaller mycket osannolikt antagande (jmf. avd. 3.1 1).

Båda de empiriska tabellerna 2.3.3 och 2.3.6 har alltså gett ett utslag som går i den riktning man kunde vänta sig med ledning av på annat sätt kända individuella samband men områdesskillnaderna är starkare än vän- tat. Den i tabell 2.3.1 redovisade skillnaden mellan allmänt högbelastade områden och resten har underkastats en kontroll 1 kap. 3, varvid hänsyn på en gång tagits till social- grupp och familjesituation (hel resp. splitt- rad familj) och läsaren hänvisas till detta

kapitel. Här må endast noteras att de högbe- lastade områdena visar sig medföra en risk- ökning också sedan socialgrupp och familje- situation hållits konstant men huvudsakligen i socialgrupp 111; för pojkar i socialgrupp 1 + 11 förefaller områdets karaktär att vara av mindre betydelse.

De kontroller som redovisats på de före- gående sidorna är naturligtvis i många hän- seenden ofullständiga och ger ingen garanti att inte någon typ av individuell förklaring av områdesskillnader kan visa sig tillräcklig. Man bör särskilt observera att enskilda områ- den kan ha sina särdrag som påverkar siffror- na, i synnerhet när det endast ingår ett litet antal områden i en kategori (vilket inte sällan är fallet). Man kan emellertid inte komma ifrån att försöken att reducera om- rådesskillnaderna till produkter av indivi- duella samband misslyckats, och att det där- igenom åtminstone blivit troligare än förut att strukturella effekter, en verkan av områ- dets sammansättning, gör sig gällande. En term lånad från statsvetenskapliga tillämp- ningar av samma tolkningsschema är mera uttrycksfull, ”'koncentrationseffekten”. När individuellt predisponerande faktorer (miljö- förhållanden, familjekonstellationer) lokalt når en viss frekvens, tillkommer denna effekt; sambandet blir starkare än väntat på basis av individuella iakttagelser. Social imitation av beteende inom grannskap, en ”distansve rkan” av miljöns stimuli så att de påverkar inte en— dast den familj dit de närmast kan lokaliseras utan också andra familjer eller deras barn, är sannolika delförklaringar.

2.5 Bostad och brottsplats1

Redogörelsen för materialets rumsliga fördel- ning har hittills följt den ena av de två huvudprinciper som kan tillämpas, att lokali- sera lagöverträdarna efter deras bostad. Den andra principen är lokalisering efter platsen för lagöverträdelsen; den senare kan tänkas ge en bild som väsentligt skiljer sig från den som grundar sig på bostad. Det skall genast sägas att så inte är fallet i det nu aktuella materialet som visar en höggradig överens-

Tabell 2.5.1 Brottsplats i förhållande till bo- stad. 74 områden.

Samma område 155 Angränsande område 66 Ej angränsande område 57 Okänd brottsplats 7 Totalt 285

stämmelse mellan bostad och brottsplats också individuellt. Även detta fynd är av intresse och förtjänar kommentarer sedan resultatet kort presenterats (tabell 2.5.1). Underlaget är här 285 pojkar, även de s.k. skuggorna har medtagits; indelningen i områ- den är densamma som förut.

För man ihop kategorierna ”samma” och ”angränsande” område (områdena är Ofta små och många pojkar måste bo nära en områdesgräns som inte representerar någon naturlig gräns eller fysiskt hinder) blir mer än 3/4 av alla debutbrott lokala. Också i de fall när det är fråga om ett icke angränsande område är avståndet i allmänhet måttligt. En särskild fråga är innerstadens roll som brotts- plats. 1 16 fall av de 285 har en pojke från ett förortsområde begått sitt debutbrott i innerstaden, alltså mindre än 10%. Siffran ger inte något starkt stöd åt föreställningen om den centrala staden med dess nöjesloka- ler och många varuhus som en magnet och Olycksbringare för pojkar med låg mot- ståndskraft mot frestelser även om man inte får bortse från möjligheten att den reella brottsaktiviteten är större men upptäckts- risken mindre i innerstaden.

Totalt är den lokala bundenheten anmärk- ningsvärd; man får ett intryck av att bil- åldern, genom att göra de större trafikleder- na ogästvänliga för cyklande, begränsat snarare än vidgat det territorium pojkar i åldern 10—15 år rör sig över. Att slutsatsen får inskränkas till åldersgruppen säger sig självt.

Resultaten har en viss praktisk betydelse. För unga lagöverträdare (som står för en

1 Detta avsnitt har utformats i samarbete med Olle Hellberg.

betydande del av all kriminalitet) gäller att deras brottslighet tenderar att stanna i den lokala miljön och gruppen. De teoretiska slutsatserna är dessvärre svårare att bestäm- ma entydigt men förtjänar dock en kort diskussion. En distinktion mellan två huvud- typer av kriminologisk förklaring till vilken vi får anledning återkomma (avd. 5.5) är den som lagts fram av Gibbons (1971), mellan utvecklingsförklaring (”genetic causation”) och situationsförklaring. Den förra innebär att mera långsiktigt verkande faktorer beto— nas, som har att göra med familjemiljö, bristfälligt fungerande föräldrar, predispone- rande personlighetsfaktorer etc. Till den se- nare typen kan föras förklaringar som pekar på närvaron av åtråvärda och svagt bevakade bruksartiklar eller värdeföremål, överhuvud det som ibland kallas ”frestelsetrycket”. En analys av brottsplatsens belägenhet, sedd mot bakgrunden av bostadens, kunde ge en uppfattning om de senare faktorernas bety- delse.

För ändamålet fordras emellertid en nog- grann kartläggning av Olika områden med hänsyn till förekomsten av stöldobjekt, be- vakning, etc. På längre sikt är detta en angelägen uppgift, men den är inte lätt, och har inte ens kunnat påbörjas här. Det allmän- na intryck man får av den ekologiska analy- sen är att de mera långsiktiga faktorerna betyder mer än de situationsbetingade men någon säker slutsats kan inte dras. En om- ständighet som försvårar allt resonerande i dessa former är att ett begärligt stöldobjekt är allestädes närvarande, mOpeden. I tidigare betänkande (Olofsson, 1971 a2108) har redovi- sats en uppdelning av huvudundersökningens 150 brottsdebutanter efter brottstyp och brottssituation. Räknar man med att några av häleribrotten gällt mopeder svarar dessa för ganska jämnt 1/3 av de 150 debutbrot- ten. Man noterar särskilt att butiksstölder inte är någon dominerande eller ens stor kategori, 13 av 150.

En som det förefaller rimlig tolkning är att små områden i en modern storstad endast skiljer sig Obetydligt i avseende på den sam- manlagda mängden eller ”effektiva summan”

av frestelser och förekomsten av lättåtkom- liga stöljobjekt. Om förorterna har mindre av vissa frestelsekällor har de mer av andra, exempelvis bristfälligt bevakade upplags- och byggnadsplatser. Det hindrar inte att ett varierande, och under moderna förhållanden växande, frestelsetryck är en faktor att räkna med vid långsiktiga historiska jämförelser, eller vid jämförelser mellan mer skiljaktiga lokala samhällen.

2.6 Allmänna slutsatser

Den mest direkta tillämpningen av kunskap om riskökande faktorer, eller med hög risk associerade faktorer, är att låta den styra förebyggande arbete. Man stöter här på ett dilemma som kort berörts i tidigare betän- kande (Carlsson, 1971b251) och som i lika mån gäller individuella och ekologiska sam— band. För att en faktor skall kunna ge ett väsentligt bidrag krävs att den innebär en kraftig riskökning och samtidigt att den inte är för sällsynt förekommande. Skillnaden mellan socialt högbelastade och mindre be- lastade områden i Stockholm enligt tabell 2.3.1 innebär att de högbelastade områdena har ungefär dubbel risk jämfört med övriga områden, och har ungefär 1/4 av befolk- ningen. Om man gör tankeexperimentet att man med särskilda åtgärder, insatta i de högbelastade områdena, kunde sänka krimi- nalitetsfrekvensen (mätt med frekvens brottsdebutanter) till samma nivå som i övri- ga områden, en ambitiös och Optimistisk målsättning, skulle frekvensen för Stock- holm i sin helhet sjunka med 24 %. Om man skall kalla detta en stark eller svag effekt är kanske överflödigt att diskutera eftersom konstruktionen är helt hypotetisk. Mot bak- grunden av kriminalitetens allmänna stegring under de senaste decennierna (Carlsson, l971a) är en reduktion på ca 25% inte i stånd att mer än mycket tillfälligt påverka läget.

Att dirigera förebyggande åtgärder mot geografiska områden istället för individer som kan förmodas vara i riskzonen är en politik som har mycket som talar för sig;

bland annat minskar man faran att göra ont värre genom utpekande och avsöndrande uppmärksamhet, om än aldrig så välmenan- de. Men granskningen av debutkriminalite- tens rumsliga fördelning ger knappast vid handen att det skulle vara möjligt att avse- värt ekonomisera med insatserna genom en kraftsamling på vissa områden. Gör man det går man förbi en stor del av problemet; en försvarlig sammanfattning av resultatet är att kriminaliteten, i klientelundersökningens mening, är ett fenomen som inte låter sig avgränsas rumsligt utan finns i alla lokala samhällsmiljöer. Men en annan sida av resul- taten är att vissa miljöer ger eller är förenade med överrisk. Som en möjlig men knappast fullt bevisad tolkning har nämnts en ”kon- centrationseffekt” av ogynnsamma faktorer som leder till starkare utslag för områden än de individuella sambanden låter vänta. En aspekt av detta fynd är att en pojkes miljö är långtifrån uttömmande beskriven med egna familjeförhållanden, man kan säga att andra pojkars familjeförhållanden också är del av hans miljö. En sådan utstrålning av miljö- effekter kan vara svår att belägga med sed- vanlig, på individuella förhållanden inriktad teknik, och den kan försvaga de samband man konstaterar.

3. Riskförhållanden och urvalsproblem

3. 1 En problemöversikt

Det urvalsförfarande som ligger bakom klientelundersökningen har beskrivits i tidi- gare betänkande (Svahn, 1971), en del av de statistiska problemen har tagits upp av Malmquist (1971). Någon detaljerad beskriv- ning torde inte vara nödvändig, i det följan- de skall endast några huvudpunkter beröras som har särskild betydelse. Till debutmate- rialet, B-gruppen, har uttagits brottsdebutan- ter (som i övrigt uppfyllt de uppställda kraven); under huvudundersökningen i stort sett alla rapporterade, under provundersök- ningen ett lottat urval. För varje pojke i B-gruppen uttogs en pojke, ej känd för brottsdebut, i provundersökningen; i huvud- undersökningen skedde så för var tredje pojke. Dessa pojkar bildade K- (kontroll-) materialet. Vid uttagningen sågs till att såvitt möjligt B- och K-pojkar var lika i avseende på:1

(l) socialgrupp (I+Il/III) (2) familjetyp (hel/splittrad) (3) bostadens belägenhet i Stockholm.

En granskning av urvalet har redovisats av Svahn (1971) och senare fortsatts. 1 det hela har B-grupp och K-grupp blivit mycket likar- tat sammansatta i avseende på faktorerna (1) och (2) ovan även om avkall på reglerna fick göras i enstaka par. Det har också visat sig att pojkar i paren Ofta kommer från samma stadsdel.

Eftersom urvalet av K-fall endast är styrt av de tre nyss angivna faktorerna och någon annan likhet än den som betingas av de tre inte kan föreligga, kan man, om så bedöms lämpligt, bortse från den ursprungliga eller senare modifierade indelningen i pargrupper och liknande, och i stället arbeta med strata definierade av de två faktorerna socialgrupp och familjetyp, samt en lämplig kategorise- ring av områden. Den senare sammanfaller med den indelning i högbelastade och andra stadsdelar som använts i föregående kapitel. Man får på detta sätt 2 x 2 x 2 = 8 strata; det tillämpade urvalsförfarandet leder till att B- och K-grupper blir approximativt lika förde- lade mellan dessa strata. Däremot ger K- gruppens fördelning ingen information om hur den totala befolkningen av pojkar förde- lar sig på samma strata.

[ den sist berörda omständigheten ligger en begränsning som var insedd och accepte- rad vid undersökningens planering men ändå är besvärande. Den av B-gruppen styrda sam- mansättningen av K-grupper ger goda möjlig- heter att inom varje stratum pröva skillnader mellan B- och K-grupp i avseende på en undersökningsvariabel men lämnar flera frå- gor öppna, främst följande:

(1) Hur stratifieringsvariablerna (social- grupp etc.) påverkar kriminalitetsrisken.

(2) Hur förhållandena är inom hela be-

1 Från åldersmatchningen bortses t.v., den be- handlas i avd. 3.7.

folkningen av pojkar 11—15 år; och möjlig- heten att göra skattningar med hjälp av K-gruppen.

(3) Samspelet och det inbördes styrkeför- hållandet mellan stratifieringsvariabler å ena sidan, undersökningsvariabler å den andra.

I det följande kommer huvudsakligen punkterna (1) och (2) att diskuteras i detta kapitel, punkt (3) i kapitel 4. En huvudupp- gift blir att ge en approximativ lösning på frågan hur stratifieringsvariablerna inverkar på debutrisk, och en rekonstruktion av total- befolkningen.

3.2 Standardiserad kontrollgrupp

B-gruppens (debutmaterialets) fördelning på strata kan betraktas som produkter av två uppsättningar värden, befolkningssamman- sättning och risker enligt tabell 3.2.1 nedan. Stratum 1 är av storleken n i totalbefolk- ningen pojkar 11—15 år i Stockholm, risken att falla ut som debutant betecknas pl, produkten ger antalet m1 i B-gruppens stra- tum 1. I det följande bortses från att inte alla debutanter tagits med i undersökningen, de bortlottade kan förväntas fördela sig på samma sätt och påverkar inte den relativa storleken av rn1 etc.

En första uppgift blir att skatta nl, n2, eller den relativa storleken av varje stratum, dvs. nl/Zn, nz/Zn osv. Det har framgått att klientelundersökningens material inte tillåter en sådan skattning. Officiell statistik ger vissa ledtrådar men inte tillräckliga. I detta läge har den bästa lösningen varit att gå till det material av 222 stockholmspojkar som an- vänts av Jonsson och Kälvesten (1964) och

Tabell 3.2.1 Risk- och utfallstablå.

Stratum Befolkning Risk B-grupp

1 nl Pl m, = "lpi 2 "2 P2 mz = "2192

3 "8 Ps ms = "spe En Em

som utgör ett stickprov ur den totala befolk- ningen av pojkar födda 1939—1946, under- sökningen utfördes i mitten av 1950-talet. Genom de båda författarnas tillmötesgående har detta material fått utnyttjas, i förekom- mande fall efter omkätegorisering i enlighet med de regler som tillämpatsi klientelunder- sökningen. Den resulterande fördelningen på de 8 strata kan i princip direkt användas för att ge skattningar av nl/Zn, n /Zn etc. Så har i stort sett skett; med hänsyn till de betydande samplingfel som kan uppstå när Zn = 222 har dock en mindre justering gjorts för två strata. Socialgrupp 111 boende i hög- belastade områden har fördelats mellan full- ständig och splittrad familj i enlighet med övriga gruppers frekvenser, ej som fördel- ningen av de 222 pojkarna faller, med en mindre andel splittrade familjer än i övriga grupper. Den antagna fördelningen, efter dennajustering, framgår av tabell 3.2.2.

En felkälla har redan framhållits, samp- lingfel, och en med nödvändighet något god- tycklig justering av två stratafrekvenser (nr 6 och 8). Härtill bör läggas ett tidsavstånd mellan Jonsson och Kälvestens undersökning och klientelundersökningen på drygt 5 år, som kan ha inneburit förskjutningari befolk- ningen. Det kan slutligen inte uteslutas att smärre kategoriseringsskillnader föreligger i materialet, exempelvis i socialgrupperingens genomförande. Under sådana förhållanden är det klokast att inte förutsätta en exakt

Tabell 3.2.2 Antagen fördelning (standard- befolkning)

Stratum lnnehåll nj / En 1 H”; F; L 0,312 2 l+Il; F; H 0,072 3 l+11; S; L 0.085 4 111; F; L 0.248 5 111; S; L 0,072 6 111;l"; H 0,144 7 1+11;S; H 0.031 8 111; S; H 0,036

1,000

I+ 11 resp. 111: socialgrupp 1” resp. S: fullständig resp. splittrad familj L resp. H: Iågbelastade resp. högbelastade områden

Tabell 3.2.3 Fördelning av B— och K-grupp samt standardbefolkning

Stratum B-grupp K—grupp Standardbcfolkning

1 0,177 0,189 0,312 2 0,052 0,074 0,072 3 0.109 0,084 0,085 4 0,182 0,179 0,248 5 0.110 0,158 0,072 6 0,214 0,179 0.144 7 0,036 0,032 0,031 8 0,120 0,105 0,036

1,000 1,000 1,000 (N = 192) (N =95)

överensstämmelse mellan de antagna fre- kvenserna i tabell 3.2.2 och de sanna värdena för befolkningen. Frekvenserna i tabellen används i for ttningen för att definiera en standardbefolkning och tjänar som vikter för att standardisera K—gruppen, dvs. ge den en stratasammansättning identisk med standard- befolkningen, vilken i sin tur kan förväntas ungefärligt överensstämma med den totala stockholmsbefolkningen av pojkar 11—15 år. Den standardiserade K-gruppen kan använ- das för att skatta motsvarande värden för totalbefolkningen, vissa kontroller av förfa- randets giltighet kommer att redovisas i det följande. Man bör utom de svagheter som redan nämnts också komma ihåg att K- gruppen i viss män (men inte helt) år rensad från brottsdebutanter, denna fråga tas upp i avd. 3.9.

I tabell 3.2.3 redovisas B- och K-gruppers fördelning (prov- och huvudundersökning) och standardbefolkning, och den snedvrid- ning urvalet till B-gruppen, och därmed också till K-gruppen inneburit.

3.3 Risk och stratum

Den tidigare uppställda risk- och utfalls- tablån (tabell 3.2.1), kompletterad med de empiriskt funna frekvenserna i tabell 3.2.3 tillåter en bestämning av riskerna i olika strata i relation till genomsnittsrisken för hela befolkningen. Om den senare betecknas

pO gäller

po — fn (3.3.1) Som förut

m. pj = Hjul (3.3.2) varav följer p _ m— x En _ m. n. & åå _ Efi—fra _ sm, så (333)

Uttryckt i ord, kvoten mellan ett stratums andel av hela debutantmaterialet och dess andel av befolkningen ger förhållandet mel- lan risken inom detta stratum och risken i befolkningen i sin helhet. Som tidigare är ”befolkning” inskränkt till pojkar 11—15 år. För att säga något om relativa risker, p/po, är man följaktligen inte beroende av att känna hur stor del av befolkningen som faller ut som debutanter, däremot behövs någorlunda korrekta skattningar av stratas relativa storlek i befolkningen såväl som i debutantgruppen. Båda storheterna framgår av tabell 3.2.3 (standardbefolkning respekti- ve B-grupp), båda är behäftade med betydan- de samplingfel, och skattningar av förhållan— det p. po likaså. För stratum ] är relativa risken p1 p0=0,57 (tabell 3.3.4); medel- felet kan beräknas till 0,10 och det sanna värdet bör ligga någonstans mellan 0,40 och 0,70 (Yates, 1949zl98). Intressantast är det med den största risken förbundna stratum 8, riskrelationen 3,3 är mer än eljest osäker bl. a. därför att skattningsförfarandet inne- hållit ett element av gissning, det är knappast

Tabell 3.3.4 Riskrelationer

Stratum Innehåll Riskrclation pj/pO ] H”; I:; L 0,57 2 IH]; 13; H 0,72 3 H"; S; L 1,3 4 lll; F; L 0.73 5 lll; S; L 1,5 6 lll; l"; H 1,5 7 H"; S; H 1,2 8 lll; S; H 3 3

] + ll resp. lll: socialgrupp lf resp. S: fullständig resp. splittrad familj L resp. H: lägbelastade resp. högbelastade områden

möjligt att här utsätta medelfelsgränser. Bortser man från detta stratum är det en spännvidd mellan 0,57 och 1,5; strata 5 och 6 har något mer än dubbel risk jämfört med det mest gynnade stratum 1. Det är inte något tvivel om att stratum 8 är ännu sämre ställt.

Den använda metoden är i huvudsak den- samma som beskrivs av Mac Mahon, Pugh & Ipsen (19601259—296) men stratum-specifik risk (pv) har sattsi relation till genomsnitts- risk (po), ej till risken i en ”oexponerad” eller ”bästa” grupp. Det senare hade också varit möjligt, stratum 1 hade kunnat tjäna ett sådant syfte. Det kan emellertid inte förutsättas att det alltid är självklart i kom- mande riskanalyser, vilken kategori som bör tjäna som bas. Det vållar ingen svårighet att räkna om resultaten så att risk såttsi relation till ett visst stratum, som får ange ”grund- risk”. Stratum 8 har sålunda en relativ risk på 5,8 (3,3/0,57) om stratum 1 sättes = 1.

Någon detaljerad analys av mönstret av riskvärden bör man inte ge sig på, men vissa tendenser kan noteras. Genom att ta ut en faktor i taget, exempelvis socialgrupp, kan man bilda 4 par av strata, likställdai avseen- de på de två andra variablerna (familjetyp och bostadsområde) men skiljaktiga i avseen- de på socialgrupp. Med socialgrupp som kri- tisk variabel jämförs stratum 1 med 4, 2 med 6, 3 med 5 och 7 med 8. Med familjetyp som kritisk variabel jämförs 1 med 3, 2 med 7 osv.

Familjetypen och socialgrupp ger det mest enhetliga utslaget. Hög- och lågbelastade om- råden ger utslag i socialgrupp lll, ej i 1 + 11. Deras effekt har kommenterats i föregående kapitel.

I den analys av klientelundersökningens urvalsförfarande som gjorts av Malmquist (1971) har framhållits att B- och K-grupp representerar olika och okända urvalsandelar ur respektive befolkningar och att detta för- svårar skattningen. Det nyss redovisade för- farandet gör det till en viss grad möjligt komma förbi svårigheten, men det kvarstår ett önskemål att bestämma den allmänna risknivån.

3.4 Risknivå i befolkningen

Analysen i föregående avsnitt har lett till att relationen mellan strata i avseende på debut- risk kunnat bestämmas i grova drag, däremot inte den allmänna nivå till vilken relations- talen bör anknytas, storheten po. För det senare ändamålet behövs återigen data utan- för klientelundersökningens debut- (B) och kontroll- (K) material i strikt mening. Frågan är hur stor risken var för en stockholms- pojke, i början av 1960-talet, att mellan 11 och 15 år bli brottsdebutant i undersök- ningens mening (dvs. i egendomsbrott). För att få svar på frågan får man gå till det material i form av polisrapporter som från polisen sändes till undersökningen över samt- liga rapporterade debutanter i egendoms- brott och som bildade underlaget för urvalet till undersökningen. Fördelningen pä ålders— grupper och åren 1960, 1961 och 1962 (som i stort svarar mot huvudundersökningen) framgår av tabell 3.4.1, i vilken också samma tal relaterats till medelbefolkningen pojkar i respektive åldersklass. Det bör observeras att relationstalen anger hur många debutanterna är per 1 000 pojkar, oavsett brottsdebut eller ej.

Summan för hela åldersintervallet 11—15 år anger ackumulerade risken, eller uttryckt på annat sätt, hur många av en tänkt grupp på 1000 pojkar som hunnit falla ut som debutanter i egendomsbrott före IS-årsdagen (med bortseende från eventuell brottsdebut före fyllda 11 år). Dataunderlaget är emeller- tid begränsat, och det bör framför allt upp-

Tabell 3.4.1 Samtliga rapporterade debutan- ter i egendomsbrott. Absoluta och relativa tal (per 1 000)

1960 1961 1962 Abs. Rel, Abs. Rel. Abs. Rel. ]1 — 12 år 18 3,1 29 5,4 32 6,4 12 -— 13 är 45 7,4 63 11,0 64 12,0 13 — 14 år 68 10,8 77 12,8 89 15,6 14 — 15 år 99 15,4 106 17,0 . 87 14,5 11 — 15 är 36,7 46,2 48,5 SOU 1972:76

Stratum Innehåll Debutrisk 1 I+II; F; L 0,03 2 l+ll; F; H 0,04 3 H"; S; L 0,06 4 III; F; L 0,04 5 111; S; L 0,07 6 111; F; H 0,07 7 I+ll; S; H 0,06 8 III; S; H 0,17

I+ [[ resp. 111: socialgrupp F resp. S: fullständig resp. splittrad familj L resp. H: lågbelastade resp. högbelastade områden

märksammas att det blir en ”syntetisk gene- ration” man får genom att gå lodrätt nedåti summeringen. Vill man komma närmare en verklig generation (kohort) bör man gå snett nedåt, dvs. sammanställa värden för 11—12 år 1960, 12—13 1961 och 13—14 1962; vi rör oss då hela tiden med pojkar födda 1948—1949. Materialets begränsningar är så- dana att någon egentlig analys, vare sig med period- eller kohortteknik, inte är möjlig. Dess enda funktion är att ge en ungefärlig bestämning av po. I det följande används det avrundade värdet 0,05 (5 %) för risken att någon gång mellan 11 och 15 år debutera, och detta värde identifieras med po.

Går vi tillbaka till tabell 3.3.4 och kombi- nerar dess riskrelationer med det nu funna värdet på po erhålles tabell 3.4.2.

3.5 Diskussion av strataskillnader: Social- gruppseffekten

Det mönster som framträderi tabell 3.4.2 är inte oväntat; bakom styrningen av kontroll- materialets sammansättning efter debutmate- rialet låg att några faktorers verkan var känd i förväg och att de därför borde elimineras genom matchningen. Resultaten har alltså bekräftat förväntningarna men förtjänar inte desto mindre en något utförligare kommen- tar, som först gäller socialgruppens betydel- se, senare familjefaktorn. Bostadsområdets inverkan har tagits upp i kap. 2 och förbigås här.

Båda svenska och utländska undersök- ningar har bestyrkt en överrepresentation, och följaktligen överrisk, för barn från arbe- tarfamiljer, eller för undergrupper inom arbetargruppen, men på senare tid har också resultat kommit fram som sätter relationeni fråga, och forskningsläget är i själva verket långt ifrån entydigt. Tidigare svenska resultat har diskuterats av Blomberg (l97lz86—90) som också behandlar tolkningssvårigheterna. Material från ungdomsvårdsskolor (pojkar) insamlade under 1950- och 1960-talen ger värden på 70—80% från socialgrupp Ill; även om fördelningen av svenska barnfamil- jer vid samma tid inte är exakt känd står det utom tvivel att socialgrupp III är överrepre- senterad. Samma år intrycket från en studie av ungdomar från Göteborg som registrerats av polisen. En närliggande jämförelsemöjlig- het ger Jonssons (1967z77) Skå-material, som dock får anses mer belastat och ha sämre prognos än klientelundersökningens debutantmaterial. Jonsson ställer fördel- ningen inom Skå-materialet mot samma för- delning inom det parallellt insamlade nor- malmaterial som tidigare använts för att konstruera en standardbefolkning (avd. 3.2). Den mer detaljerade uppdelning i 8 strata som tillämpats tidigare (avd. 3.2—3.4) kan reduceras till 2 strata genom att helt grunda sig på socialgrupp (1 + lI/Ill) utan hänsyn till familjetyp eller bostadsområde. Riskrelatio- nen p- p0 kan bestämmas som förut både för klientelundersökningen och Skå-materia- let. Resultatet blir nästan detsamma i de bägge materialen; i debutantmaterialet kom— mer 63 % från socialgrupp III, i Skå-materia- let 67 %, riskrelationen blir 1,3 respektive 1,4. Jämfört med genomsnittsrisken har so- cialgrupp 111 30—40 % större risk. Man kan också jämföra risken i socialgrupp III med den i socialgrupp 1 + 11 och får då relationen 1,7 i klientelundersökningens material, 2,5 i Skå-materialet, dvs. inom socialgrupp III är risken ungefär den dubbla mot risken i so- cialgrupp I + 11. Janson (1971) har följt kohorten pojkar födda 1953 i Stockholm inom ramen för det s.k. Metropolitprojek- tet; under åren 1966 och 1967 var samman-

lagt 4,4 % kända hos polisen, arbetargruppen 5,8 %, vilket ger samma relativa risk på 1,3 som nyss. l Christiels (19601132) studie av unga norska lagöverträdare (män) blir risk- relationen för gruppen arbetare (hela skalan från facklärda till lärlingar) 1,3.

Frågan om samhällsklass och kriminali- tetsrisk har diskuterats av West (1967: 57—60) mot bakgrunden av brittiska data. Hans sammanfattning lyder: ”All investiga- tors are agreed that persons from the lowest social class are over-represented and persons from the middle class under-represented, in samples of delinquents brought to justice, but the true extent of the class bias is not yet clear”. En undersökning från senare delen av 1950—talet omfattande London- pojkar i ett ”remand home” visar exempelvis att 20% kommer från socialklass V enligt engelsk terminologi, dvs. ”unskilled manual workers", vilket är approximativt det dubbla mot andelen i befolkningen, följaktligen en relativ risk p-/p0 på ca 2, vilket i sin tur innebär att en pojke i denna kategori löper 4 gånger större risk än en medelklasspojke. Man får hålla i minnet att det här rör sig om mera extrema gränsdragningar än linjen mel- lan socialgrupp II och 111, och att det påver- kar riskförhållandena. Som senare skall visas kan man vänta sig att kategorier som ligger ”långt ut”, i ena eller andra riktningen, och innehåller små andelar av befolkningen, skall ge extrema riskkvoter.

Man bör också lägga märke till reservatio- nen i uttalandet hos West, ”delinquents brought to justice”, frågan om verklig och registrerad kriminalitet rullas upp, och möj- ligheten att medelklasshemmet i högre grad skyddar en pojke mot sanktioner, och att bli officiellt känd som debutant, när han begått brott och ertappats. Hirschi (1969266) ger ett drastiskt uttryck för den motsättning som under den senaste tiden rått mellan olika informationskällor: ”While the prisons bulge with the socio-economic dregs of society careful quantitative research shows again and again that the relation between socio-economic status and the commission of delinquent acts is small or nonexistent”.

Med traditionella metoder får man i USA samma socio-ekonomiska skillnader som i Europa, inte minst har ekologiska studier befäst bilden av samvariation mellan fattig- dom, lågt yrkesstatus, och hög kriminalitet. Referenser till många sådana material ges av Nye, Short och Olson (1958123—33), för- fattarna representerar själva den nyare rikt- ning som arbetar med sjålvdeklarerad brotts— lighet och som inte finner någon skillnad mellan socio-ekonomiska grupper. Vad Hirschi syftar på i den citerade passussen är en rad studier av den senare typen enligt vilka frekvensen deviant beteende är obero- ende av socio-ekonomisk nivå. Det är ett fynd, som om det står sig inför kritisk granskning, sätter åtskilligt kriminologiskt teoretiserande i gungning. Det skall utan vidare medges att vi här liksom på många andra samhällsvetenskapliga områden för- modligen har ett rikt mått av subtila pseudo- förklaringar av inbillade fakta, och teorier som vilar på empiriska fynd av tvivelaktig sanningshalt. Inte minst för tolkningen av klientelundersökningens data, i vilka ingår också självdeklarerad brottslighet, kan det bli av stor betydelse hur man ställer sig till sådana uppgifter; en utförligare diskussion får dock anstå och tas upp i annat samman- hang.

Hirschi (1969271—75) noterar själv att vissa invändningar kan resas mot att dra långtgående slutsatser av de negativa fynden visavi social status och självrapporterad brottslighet. Det tycks bl. a. Spela en viss roll om frågeformuläret besvaras anonymt eller ej. Hirschi fann i sitt eget material (själv— rapporterad brottslighet) en skillnad om en grupp med arbetslöshet och understödsperio- der avgränsades från resten. Det råder också osäkerhet om antalet brottsliga handlingar blir korrekt avspeglat och kommer till sin rätt i analysen, så att pojkar med få lagöver- trädelser kan tillförlitligt hållas isär från pojkar med ofta upprepade lagbrott.

] Sverige har undersökningar av självdekla- rerad brottslighet under senare år lagts fram av Elmhom, av Olofsson, och av Werner. l Elmhorns (1969) studie av faktisk brottslig-

het bland skolbarn enligt deras egna uppgif- ter finns inga individuella uppgifter om för- äldrars yrke eller ekonomiska förhållanden, dock framträder ett ekologiskt samband i väntad riktning, dvs. stadsdelar med hög andel socialgrupp 111 ger högre genomsnittlig kriminalitet bland barnen (Elmhom, 1969z76).

Om Olofssons (1971) resultat, grundade på ett Örebromaterial, kan det sägas att situationen är den omvända mot många andra enkätstudier; socialgruppsskillnader framträder tydligare i den självdeklarerade brottsligheten än i den officiellt registrerade, som också används i Olofssons undersök- ning. Ser man efter hur många som varit föremål för barnavårdsnämndens utredning är det 14 % i socialgrupp 1—11, 16 %i social- grupp lll, alltså samma frekvens (Olofsson, 1971:146). Den här använda, officiella indi— katom, ligger klientelundersökningens defi- nition på brottsdebut relativt nära. Man får å andra sidan relativt uttalade skillnader med pojkarnas egna uppgifter på lagöverträdelser, fast oenhetligt mellan brottskategorier. To- talt ligger socialgrupp 111 högre än social- grupp 11, som i sin tur ligger högre än socialgrupp 1 (Olofsson, 19712148).

Werner (1971) bygger på uppgifter lämna- de av värnpliktiga vid militära inskrivnings— förrättningar. 1 sin rapport ger Werner också en översikt över de resultat som nåtts i de andra nordiska länderna (undersökningen in- gick i ett internordiskt projekt); sambandet mellan yrke (socialgrupp) och självdeklare- rad kriminalitet är genomgående svagt eller obefintligt, ibland omvänt mot det väntade. Doek framträdde i det danska materialet den väntade, avtagande kriminaliteten med sti— gande status om hänsyn tas till kriminalitets- nivå. Werners svenska material omfattar Stockholmsområdet. Den variabel som gav det starkaste sambandet med kriminalitet var eget yrke, men man fick inte därför den sedvanliga uppdelningen utan en mera oen- hetlig bild. För flera av tillgreppsbrotten är frekvensen högre i socialgrupp 111, men inte för butikstillgrepp och vissa snatterier.

Man kan sammanfattningsvis konstatera

att relationen mellan kriminalitet och social status (socialgrupp) när det gäller officiell, registrerad kriminalitet, framträder med stor enhetlighet i en rad svenska och utländska undersökningar, flera svenska material ger samma riskrelation som klientelundersök- ningen. Går man till självdeklararad brottslig- het försvinner enhetligheten; skillnaderna uteblir ibland helt eller byter tecken, det finns emellertid också resultat som pekar i samma riktning som den officiella kriminali- teten. Här kvarstår en tolkningsfråga som det blir anledning att återvända till.

3.6 Diskussion av strataskillnader: Familjetyp

Mycket av det som sagts om effekten av socio-ekonomisk nivå kan upprepas om abnorma familjeförhållanden, bl.a. stöter man åter på diskrepansen mellan officiell och självdeklarerad brottslighet. Det är emellertid inte endast den som ligger bakom motstridiga resultat; trots att splittrade familjer (”broken homes”) hör till de klassis- ka inslagen i kriminologisk diskussion, och att de i klientelundersökningen framträtt som en åtminstone lika ”tung” faktor som socialgrupp, kan familjefaktorn lika litet som statusfaktorn föras in i kriminologens lexi- kon över banaliteter, även om det ibland så framställs. Inför den kommande redovis- ningen bör man också erinra sig att defmitio- nen av ”splittrad familj” varierar och betrak- ta resultaten ungefär på samma sätt som när det gäller socio-ekonomiska kategorier där definitionen självklart skiftar.

Ur tidigare tabeller får man lätt, genom hopslagning av strata, andelen pojkar från splittrad respektive hel familj utan hänsyn till socialgrupp eller bostadsområde. ”Hel familj” är här liktydigt med sarnlevande bio- logiska föräldrar eller adoption före 1 års ålder. I debutmaterialet är andelen splittrade familjer 37,5 %, i befolkningen 22,4 %, sva- rande mot en relativ risk (p- po) på 1,7. Av skäl som kommer att läggas fram i kap. 4 är det vanskligt att direkt jämföra talet med samma tal för andra indelningar, exempelvis

socialgrupp, om indelningen klyver befolk- ningen i olika proportioner (vilket är fallet med socialgrupp och familjetyp). Man kan emellertid något lättare jämföra med Jons- sons (19672150f151) ungefär liktydiga ”irreguljära familjer”. För Skå-materialet blir relativa risken 2,7, för ett rådgivningsklientel i Stockholm 1,5. Det kraftigare utslaget för en mer belastad, och framför allt institutio- naliserad grupp, är förmodligen ingen tillfäl— lighet. Många författare har understrukit att familjesituation (liksom socio-ekonomisk nivå i hemmet) kan förväntas ge starkare samband för institutionsklientel eftersom den påverkar valet av reaktions- eller behand- lingsform.

Som en tumregel kan man operera med relativa risken 2 för splittrade familjer, dvs. dubbla genomsnittsrisken (och mer än dubb- la risken jämfört med fullständiga familjer). Det är den relation West (1967:69—73) ger som ungefärlig sammanfattning av flera undersökningar, men han betonar den stora variationen i resultat, sammanhängande med typ av lagbrott, distinktionen mellan debu- tanter och recidivister, eller institutions- placerade och andra, Svenska och nordiska belägg finns hos Blomberg (197lz92e94) och i en nordisk-internationell sammanställ- ning hos Hurwitz & Christiansen (1971: 480—487).

Det sistnämnda arbetet räknar som ett av undantagen Christies (1960:97—1 10) norska, på officiell registrering grundade material, och som ett halvt undantag tycks Christie själv vara benägen att tolka det. Ser man närmare på hans siffror över skilsmässa och separation är det svårt att upptäcka någon klar avvikelse från den tendens som nyss redovisats; i Oslo är relativa risken 2,3, i Norge i sin helhet 3,1. Men andelen skilsmäs- sor och separationer är i sin helhet anmärk- ningsvärt låg. Tillägg för andra kategorier (icke gifta, okänt) ändrar något riskrelatio- nerna.

Det finns amerikanska data med ungefär samma relativa risk (Chilton & Markle, 1972) men ibland har sambandet uteblivit. Än mer gäller detta undersökningar med

självdeldarerad brottslighet; varken hos Nye, Short & Olson (1958141—52) eller Hirschi (1969:242—243), för att nämna två av flera negativa belägg, möter någon observerbar effekt. Olofsson (19712157) fann å andra sidan en skillnad i självdeklarerad brottslig- het i väntad riktning mellan barn från hel och ofullständig familj i socialgrupp 111. Huvudintrycket av en genomgång av forskning kring familjefaktorn blir följaktli- gen en närmast större ovisshet än vad fallet var med socio-ekonomisk status; ovissheten kan inte helt tillskrivas olikhet i metodik, dvs. en skillnad mellan officiell och själv- deklarerad kriminalitet. Andra förklaringar är tänkbara och har berörts; till detta och de konklusioner som kan dras får vi återkomma i en avslutande diskussion senare i kapitlet.

3.7. Åldersfaktorn

B- (debut) och K- (kontroll) pojkarnas ålder har hittills försummats i diskussionen; ur vissa synpunkter erbjuder åldern mindre svårigheter trots att den likaväl som familje- typ, socialgrupp och bostadsområde styrt kontrollgruppens sammansättning. Anled- ningen till att man kan ta lättare på ålders- faktorn är givetvis att inga större skillnader kan föreligga mellan olika sociala miljöer, det räcker med att klargöra hur hela gruppen 11—15 år fördelar sig på områden, social- grupper etc., man behöver inte göra analyser separat för 11-åringar, därför att de skulle skilja sig påtagligt från 14-åringar.

Med detta konstaterande är ålderns roll inte utagerad, två frågor aktualiseras:

(1) Vilken skillnad kan man vänta sig mel- lan tidiga debutanter, nära ll—årsgränsen, och sena debutanter, nära 15-årsgränsen?

(2) Om det finns en systematisk skillnad enligt (1) mellan tidiga och sena debutanter, hur påverkas kontrollmaterialet?

Om punkt (1) gäller att förväntningar om skillnader mellan tidiga och sena debutanter baserade på sunt förnuft mycket lätt skulle kunna leda till att tidiga debutanter uppfat- tas som mindre oroande (”omognad”, ”pojk- streck”). Både teoretiska överväganden och

Tabell 3. 7.1 Ålder vid debut Tabell 3. 7.2 Äterfall i åldern 18—21 år Antal % Debutålder N Äterfall % 11 — 12 24 12,5 11 — 12 22 13 59 12 — 13 33 17,2 12 — 13 32 15 47 13 — 14 43 22,4 13 — 14 43 16 37 14 — 15 92 47,9 14 — 15 89 31 35 Totalt 192 100,0 Alla 186 75 40,3 andra undersökningar pekar i motsatt rikt- ordinära xz-test blir beroende av om alla ning, som strax skall utvecklas, och klientel- undersökningens resultat likaså, tidig debut är ett mer graverande symptom än senare debut.

I tabell 3.7.1 är B-gruppen (debutmateria- let) fördelad efter ålder vid debut. Som framgått av det i tabell 3.4.1 redovisade totalmaterialet av debutanter växer frekven- serna fram mot 15-årsgränsen, 14—15 är en vanligare debutålder än 13—14, som i sin tur har högre frekvens än 12—13, osv.

Om pojkar som debuterat relativt tidigt är gravare fall (i genomsnitt) än de med senare debut bör det bl. a. yttra sig som en tendens till mer persistent kriminalitet i den förra kategorin, med fler och längre anstaltsperio- der. Klientelundersökningens uppföljnings- data gör det möjligt att pröva antagandet; en sekventiell kategorisering av återfall och sam- hällsreaktioner under olika åldersintervall har utarbetats av Gitte Settergren i anslut- ning till en likartad modell hos Olofsson (1971:53—58) och kommer att beskrivasi psykologernas rapport. 1 tabell 3.7.2 används av detta schema kategorin som begått lag- brott efter 18 men före 21 års ålder. Det tillgängliga materialet är något reducerat ge- nom att 6 pojkar avlidit. Som framgår av tabell 3.7.2 är det ett samband mellan tidig debut och persistent kriminalitet; tidiga debutanter löper större risk också i det förhållandevis avlägsna åldersintervallet 18—21 år. Av hela debutmaterialet återfaller 40 % mellan 18 och 21, de flesta har dessför- innan recidiverat före 18 år, vartill ingen hänsyn tagits här.

Ur signifikanssynpunkt är tabell 3.7.2 ett gränsfall. Regelbundenheten i återfallssiffror— nas utveckling är slående men utfallet av

fyra åldersklasserna hålls isär (ej signifikant) eller om en grövre indelning 11—13 år, 13— 15, är använd (signifikant på S-procents- nivån). Övervägande skäl talar för att effek- ten är en realitet, det ringa antalet unga debutanter gör det svårt att få signifikans.

Att tidig debut ger sämre prognos har uppmärksammats på flera håll, bl.a. kan hänvisas till en engelsk undersökning (Home Office, 1964143) som ger recidivsiffror (”reconviction” inom 5 år) avtagande med debutåldem. Skillnaderna är dock ganska små inom intervallet 12420 är. Resultaten från klientelundersökningen ger en fingervis— ning att inte bagatellisera brottsdebut vid låg ålder. Med detta är självklart inte utsagt att tidiga debutanter är predestinerade till kro- nisk kriminalitet, även i den yngsta gruppen är det över 40 %, som inte återfallit i känd kriminalitet mellan 18 och 21, och man kan generellt räkna med att brottsaktivitet, i enlighet med allmän erfarenhet, gradvis ebbar ut med stigande ålder.

1 andra delar av undersökningen kommer de yngre debutanternas eventuella särdrag att angripas från sociologiska, psykiatriska och sociologiska utgångspunkter.

3.8 Förklaring av ålderseffekten

Blomberg (19712150—152) presenterar och kommenterar några tidigare svenska studier över återfallsbenägenhet och ålder; de be- styrker tendensen till högre återfallsrisk vid lägre ålder men arbetar över ett större ålders- intervall och följaktligen med grövre indel- ningar. Blomberg påpekar i anslutning härtill att två orsaker är tänkbara, ju mer störd en pojke är desto tidigare, och fler brott begår

han; och ju yngre han är, desto större risk att han blir varaktigt märkt av reaktionerna.

Den senare förklaringen, någon typ av utstötnings- eller stigmatiseringsteori, spelar en stor roll i den aktuella diskussionen i kriminal- och socialpolitik. För klientel- undersökningen är det en av huvuduppgifter- na att väga den mot andra förklaringar, både av brottsdebut och senare kriminalitet, och det blir följaktligen anledning för olika med- arbetare, i olika sammanhang, att ta upp den. Så kommer att ske i föreliggande rap- port, en fråga bland andra är hur stark, och därigenom, hur potentiellt utstötande reak- tionen på brottsdebut faktiskt varit. Hur man ställer sig till utstötningsteorin får långt mer betydelsefulla konsekvenser än synen på debutålder och återfall.

Också den första av de två förklaringarna, varierande brottsintensitet, har intresse utan- för återfallsproblematiken och förtjänar någon diskussion. Det är inte nödvändigt att förutsätta att mer belastade pojkar begår brott tidigare, det räcker med att de begår mer brott, för att de skall anrikas bland unga debutanter.

I figur 3.8.1 har i vänstra diagrammet lagts in två riskutvecklingsmodeller, A och B, bägge lineära. Risken gäller debut under det angivna åldersåret räknat på dem som vid årets början icke debuterat, alltså ”överlevt” tidigare år. Antagandet A innebär en låg risk, ungefär den som föreligger i befolkningen i sin helhet, växande med åldern, B en risk på mycket högre nivå, växande parallellt med A. Fördelningen av debutanter enligt dessa

två modeller, efter ålder vid debut, framgår av högra diagrammet i fig. 3.8.1. Man ser att högriskmodellen (B), innebär en stark an— hopning mot låga debutåldrar, lågriskmodel- len (A) en anhopning mot höga debutåldrar (inom intervallet 11—15). De material man samlar in i verkligheten får tänkas innehålla en blandning av hög- och lågriskgrupper, och låter sig givetvis inte reduceras till endast två risknivåer. Om befolkningen är en blandning av A och B i proportionerna 95 % och 5 % respektive får man ett med åldern stigande antal debutanter och samtidigt en övervikt för individer ur B i den lägsta åldern, och en övervikt för A i de högre åldrarna.

Effekten uppkommer genom inverkan av höga risker och förutsätter betydande indivi- duell variation i riskförhållanden. Samma typ av utfallsmodell har berörts i det tidigare betänkandet (Carlsson, 1971 c:156#157); i denna tidigare version diskuterades för övrigt också problemet debutålder—belastning. Det är rimligt att tänka sig att hög risk skall sammanhänga med hög kriminell aktivitet även om man får ta hänsyn till kompliceran- de omständigheter, främst systematisk varie- rande upptäcktsrisk.

3.9 Selektion i Kontrollgruppen

Ur kriminologisk synpunkt har urvalsför- farandet av kontroll (K-) gruppen gett något som varken är ett stickprov ur en tvårsnitts— befolkning, med normalt inslag av kriminel- la, eller ur en strikt icke-kriminell befolk— ning. Härmed åsyftas inte komplikationen

.5 _ . A, ___B___ | 1- , ______ _____________—-————-—-B . ***** 1 _____ . . J | | | 11 12 13 14 15 11 12 13 14 1 Figur 3.8.1 Risk- och debutmodeller 36 SOU1972276

genom styrning av socialgruppssammansätt- ning etc., ej heller den begränsning som ligger i det officiella kriteriet på lagbrott, utan bortrensningen av pojkar kända hos polisen (efter 11 års ålder). Kontrollpojken togs ut parvis matchad mot en debutant, han skulle vara i samma ålder och alltså ej ha debuterat före den åldern,i realiteten ej före det han undersöktes. Om debutanten är 11 år har kravet på kontrollpojken praktiskt taget ingen selektionseffekt, skall däremot en pojke mellan 14 och 15 år väljas ut för att passa en debutant i denna ålder innebär samma regel, att kontrollpojken inte får vara känd för brottsdebut, en mycket påtaglig urvalseffekt. Saken kan också uttryckas så att i det första fallet (11—12 år) finns det större risk att kontrollpojken själv blir känd för brott före 15 år (men efter det han undersökts). I det senare fallet (14—15 år) har risktiden nästan löpt ut.

Med användande av tabell 3.7.1, och un- der förutsättning av exakt åldersöverens— stämmelse mellan B- och K—pojke kan selek- tionseffekten beräknas. En detaljerad redo- görelse torde inte vara behövlig, resultatet är att K-gruppen endast kommer att innehålla 50 % av den normala andelen brottsdebutan- ter (som debuterar mellan undersöknings- datum och lS-årsdagen). I verkligheten har K—gruppen förskjutits något uppåt på ålders- skalan, vilket ökar selektionseffekten. Ett normalt antal debutanter, utan selektion, bland de 95 pojkarna kan skattas till 6, därvid har hänsyn tagits till K-gruppens för- skjutning mot strata med högre risk enligt tabellerna 3.2.3 och 3.3.4. Med nyss nämnda 50 % minskning genom selektion blir vänta- de antalet 3. I verkligheten har 4 pojkar i K-gruppen blivit kända för lagbrott före fyllda 15 år. Kontrollgruppen har alltså kom- mit att innehålla nära nog det antal brottsde- butanter som år karakteristiskt för den tota- la befolkningen.

I detta läge uppkommer frågan hur K- gruppen skall uppfattas, och om de 4 för debut registrerade skall avföras från under- sökningen. Att föra över dem till B-gruppen är inte möjligt; undersökningssituationen var

inte densamma för de 4 som för B-pojkarna, kända för debut vid undersökningstillfället. Arbetar man, som här sker, med K— och B-grupper utan indelning i åldersnivåer ligger det nära till hands att utesluta de 4 fallen ur materialet, på det sättet erhålles en K—grupp som endast omfattar pojkar utan känd brottsdebut före 15 år.

Eftersom andra delar av undersökningen förmodligen kommer att bygga på ålders- kontrollerade jämförelser i större utsträck- ning, där det kan vara naturligt att behålla även pojkar som senare debuterar, och en enhetlig avgränsning av materialet är nära nog nödvändig, kommer de 4 debutanterna också i fortsättningen att ingå i K-gruppen. Den får därför uppfattas som ett tvärsnitt av befolkningen (efter det hänsyn tagits till stratifieringens effekt), med en mycket obe- tydlig, och i praktiken försumbar positiv selektion i riktning mot färre lagöverträdare, framför allt tidiga lagöverträdare.

Sammanfattningsvis: jämförelser mellan B- och K—grupp är en jämförelse mellan en grupp som till 100 % består av kända brotts- debutanter (B-gruppen) och en som i stort sett avspeglar den i befolkningen förekom- mande frekvensen debutanter, som med den tillämpade definitionen och åldersavgräns- ningen är låg, av storleksordningen 5 % (K- gruppen). Det skall betonas att genomsnitts- riskens nivå på flera sätt påverkar utvärde- ringen av resultaten och valet av metod, och att den gjort tolkningen av K-gruppen mindre problematisk. Vissa anslutande frå- gor tas upp senare (avd. 4.1).

3.10 Utvecklingen efter 15 år

Robins (1966:69—70) gör en intressant re- flektion när han jämför Iivsloppet för ett barnpsykiatriskt material med utfallet för en kontrollgrupp. Den senare var ungefär somi klientelundersökningen förskjuten mot lägre inkomst- och yrkesstatus, många bodde i slummiljö. Kravet på ”god anpassning” för kontrollgruppen var inte högt satt: barnen skulle inte ha förekommit bland den psy- kiatriska klinikens patienter, inte gått om en

klass i grundskolan, inte relegerats från den eller överförts från grundskolan till en ”correctional institution”. De fick inte ligga under 80 i IK. Ca 30 år senare visar de i många avseenden en förvånande god anpass- ning också om man jämför dem med andra, betydligt bättre lottade grupper. ”Perhaps social scientists have concentrated on the difficulties of predicting deviant behavior to the exclusion of recognizing how well they can predict conforming behavior.” Robins har stöd i sina data men man noterar att kontrollgruppen ingalunda har gått helt fri från poliskontakter. Ingen har tydligen suttit i fängelse, men 22 % har varit utsatta för en polisingripande (ej trafikmål) (Robins, 1966:47—48), en siffra som kan förefalla en avlägsen iakttagare relativt hög. Kombinatio- nen av den siffran med en allmänt (socialt, ekonomiskt, medicinskt) god anpassning aktualiserar frågan vilken vikt man skall till- mäta poliskontakt och lagbrott i en totalvär- dering av en livssituation, och om vi låter dem bli alltför betydelsefulla, kanske därför att vi inte undersökt, eller håller aktuellt för oss hur vanliga de är i ett tvärsnitt av den manliga befolkningen.

Den senare synpunkten förtjänar att hållas i minnet när vi något går in på klientelunder- sökningens kontroll- (K) material och dess beteende efter fyllda 15 år. Återfallsdata för debut (B) gruppen och uppgifter om lagöver- trädelser inom K-gruppen har tidigare pre- senterats i det första betänkandet (Hellberg, 1971). I det följande skall endast två enkla mått på kriminalitet i anslutning till tidigare redovisningar, främst i avdelning 3.7, tas upp.

Först, hur många blir överhuvud kända för lagbrott före 21 år? Kontrollgruppens 95 pojkar kan alla följas så långt. 21 av dem har begått brott före 21 år, dvs. 22 %. En lämpli- gare beräkningsmetod är att utesluta de 4 som debuterat före 15 år, det återstår 91 av vilka 17 debuterat före 21 år, eller 18,7 %. Standardisering (se avd. 3.11) påverkar, oväntat nog, siffran mycket litet, det stan- dardiserade värdet blir 18,1 %.

1 något avrundade tal, 5 % av en kohort

(generation) debuterar före 15 år, av de 95 % som återstår faller en andel på 18 % = 17 % av hela kohorten, ut mellan 15 och 21, dvs. i allt mellan 11 och 21 år något över 20 %. Tillskottet efter 15 år är betydligt större än det som kommit före den åldern. Resultatet är självklart i behov av kontroll; med den nya uppläggningen av polisstatistiken bör det gå lätt att få fram data kohortvis för stora material. K—gruppen är för liten för att ge annat än grova skattningar, det nyss angivna värdet 18 % har ett medelfel på 4—5 %. Det är alltså möjligt att den totala andelen brottsdebutanter 11—21 år ligger under 20 %, den kan också ligga något över 25 %.

En andel på 1/4—1/5 kända för brott före 21 år förefaller vid första påseendet hög; den ger å andra sidan en viss överensstämmelse med den nyss citerade amerikanska under- sökningen (som dock arbetade med mycket längre uppföljning). Den förut påvisade rela- tionen mellan tidig respektive sen debut inom intervallet 11—15 år (avd. 3.7) och senare utveckling leder till en förmodan att de som debuterat efter 15 år skall vara mer godartade, mindre persistenta lagöverträdare än de som debuterat före 15 år, men nu tillgängliga uppgifter medger ingen egentlig prövning av antagandet. Man kan för K- gruppen göra samma granskning som för B-gruppen: hur många är kända för krirnina- litet mellan 18 och 21 år? Av de 91 pojkari K-gruppen som ej debuterat före 15 år har 7 begått brott mellan 18 och 21, dvs. 8%. Siffran ändras inte nämnvärt om hela K- gruppen, inklusive de 4 pojkar som debutera— de före 15 år, tas som utgångspunkt. Såvitt materialet låter oss bedöma är detta riskni- vån inom befolkningen. Standardisering så att socialgruppstillhörighet etc. överensstäm- mer med befolkningens kan möjligen minska siffran något.

Ytterligare ett annat mått är andelen som varit institutionsplacerade någon gång mellan 18 och 21. För de 186 B-fall som kunnat följas är antalet 27 eller 14,5 %, för de 91 K-fall som är fria från lagöverträdelse före 15 år är samma tal 4,4 %, tas alla 95 K-fallen med blir siffran 5,3 %.

Slutresultatet är följaktligen att B-gruppen har en påtagligt höjd risknivå jämfört med K—gruppen när det gäller förhållandevis per- sistent och allvarlig kriminalitet, och att en undersökning som tar en känd debutant- grupp som startpunkt därför kommer att arbeta med ett material som är ”anrikat” på fall som är eller blir gravare. För pojkar som vid 15 år är kända av polisen är risken att mellan 18 och 21 år också komma i konflikt med lagen omkring 40 %, för pojkar som inte blivit kända före 15 år är risken något mindre än 10%; risken att bli institutions- placerad är omkring 15 % respektive 5 %. Av en kohort (generation) debuterar fler efter än före lS-årsdagen även om man begränsar sig till debuter före 21 års ålder, det finns inga klara tecken på att riskrelationerna änd— rar sig mycket när man går till de allvarligare symptomen och reaktionerna, men underla- get är otillräckligt för noggrannare analys.

Och riskrelationen B-grupp/K-grupp är inte högre än 3—5. Eftersom endast ca 5 % debuterat vid 15 års ålder blir beteendet hos resten, de som icke gjort sig kända före 15 år, i hög grad avgörande i den fortsatta utvecklingen, deras ”bidrag” till senare brotts- och institutionsklientel bör vara väsentligt större, trots den lägre risken. Detta talar för att följa K-gruppen med uppmärk- samhet; i efterhand kan man endast beklaga att den inte gjordes större. I framtida forsk- ning bör den prospektiva eller kohortmeto- den användas (Mac Mahon, Pugh & Ipsen, 1960:44—49), dvs. ett stickprov pojkar (ev. båda könen) väljes ut innan någon kriminali- tet kan vara aktuell, i tidig skolålder eller förskoleålder, och följs genom tonåren och vidare. Med den frekvens brottsdebut som kan utläsas av här redovisade data är ett sådant förfarande knappast slösaktigt, sär— skilt om hänsyn tas till de metodiska vinster som det innebär i andra avseenden.

3.1 1 Exempel pa” standardisering

Hur kontrollgruppen kan användas för att ge en bild av förhållandena i den totala befolk- ningen av stockholmspojkar och deras famil-

jer kommer i det följande att belysas med 4 exempel. Avsikten är endast att illustrera standardiseringsmetoden och ge en känsla för de förskjutningar som kan ske genom standardisering. Både metodiskt och sakligt behöver resultaten sättas in i ett större sam- manhang men den uppgiften får anstå till senare kapitel, med början 1 kap. 4. En aspekt på det som nu behandlas är att det kan tjäna som en kontroll på metodiken, om också i blygsam skala, i det att befolknings- värden är kända för 2 av de 4 variablerna.

Dessa är

(1) Förekomst av socialhjälp någon gång un- der år 1959 (2) Förekomst av trångboddhet, dvs. mer än 2 personer per rum, exklusive kök (3) Intelligenskvot (IK) enligt Merrill (4) Faders och moders (motsvarande) sam- manräknade inkomst enligt taxering till stat- lig inkomstskatt

För (1) och (2), men ej (3) och (4), finns möjlighet till kontroll med oberoende data.

Standardiseringen innebär att strata- specifika medeltal (eller prOportioner) Stl, 22, ..., X multipliceras med respektive stratums andel av standardbefolkningen en- ligt tabell 3.2.2; det standardiserade medel- talet xs får ur

)TS = 0,312Y1 + 0,072r2 + . . . + 0,036Y8

(3.ll.1) xs kan jämföras med det direkt erhållna (ostandardiserade) medeltalet för kontroll-

Terman—

Tabell3.11.1 Förekomst av socialhjälp och trångboddhet i debutmaterialet (B) och kon- trollmaterialet (K)

B K Obero-

___—ende Direkt Standarduppgjft

xB XK xs % socialhjälp 20,3 16,8 12,1 8,9 % trångbodda 20,8 17,9 15,7 20,5 (N = 192) (N = 95) 39

gruppen, RK, och medeltalet för debutgrup- pen, YB. Resultatet redovisas först för variablerna (I) och (2), tabell 3111

De oberoende uppgifterna är hämtade ur Statistisk Årsbok för Stockholms Stad (so- cialhjälp) samt ur en redogörelse för 1960 års Folk- och bostadsräkning (Stockholms Stads Statistiska Kontor, 19651225). Befolk- ningsavgränsningen är inte exakt densamma eftersom alla barn ingår i de officiella uppgif- terna, ej endast ll=15 år. I fråga om social- hjälpen innebär standardiseringen ett när- mande till den officiella uppgiften, för ande- len trångbodda är det den direkta (ostandar- diserade) proportionen som ligger den obero- ende uppgiften närmast, här år dock standar- diseringens effekt ringa. I bägge fallen ligger standardiserat värde inom medelfelsgränsen från den oberoende, officiella, uppgiften.

För intelligenskvot utfaller beräkningarna som framgår av tabell 3.1 1.2.

Det skall anmärkas att hopslagningen av prov- och huvudundersökningsmaterialen till en K-grupp är något diskutabel, eftersom det föreligger en medeltalsskillnad på nära 6 IK-poäng. Standardiseringens effekt är som synes inte stor; det betyder i sin tur att den del av variansen i avseende på IK som faller mellan strata är rätt begränsad i jämförelse med den som faller inom strata; 7% av totala variansen är mellan-stratavarians. En mera renodlad yrkes— eller socio-ekonomisk stratifiering hade möjligen gett en större andel mellan-stratavarians; till denna fråga återkommer vi i kap. 7.

Ett på det hela taget oväntat resultat är en

Tabell 3.112 Intelligenskvot enligt Ter- man—Merrill i debutmaterialet (B) och kon- trollmaterialet (K)

B K

Direkt Standard.

XB XK is IK, medeltal 103,4 111,9 113,0 IK, standardawikelse 15,0 16,7 —

(N = 192) (N = 95)

skillnad mellan B- och K—grupp som kan anses statistiskt säkerställd. Hur stor (eller liten) den är kan också illustreras med dia- grammet nedan (fig. 3.11.1) som återger relationen mellan B—grupp, K-grupp och stan- dardiserad K-grupp. Diagrammet är skalen- ligt utom att standardavvikelserna approxi- merats något.

Förhållandena har idealiserats genom an- tagande av strikt normalfördelning. Med den observerade skillnaden mellan B-grupp och standardiserad K-grupp (= befolkningen av pojkar) och de angivna spridningsvärdena kan man beräkna teoretiska frekvenser, exempelvis andelen under IK= 100, för B- grupp och befolkning. De blir 40,9 % respek- tive 22,4 %, vilket ger en relativ risk på 1,8; pojkar under den angivna IK-gränsen har nära dubbla normalrisken att debutera före 15 år. En alternativ beräkning med samma metod som för låga inkomster ger ungefär samma resultat, en riskrelation på 1,6 för pojkar med IK under 100. I stort sett avgrän- sar skiljelinjen samma andel av befolkningen som låginkomstgränsen, och ger, som kom- mer att framgå, samma relativa risk. Intel- ligensskillnaderna återkommer i avdelning 7.2.

Analysen av inkomstdata stöter på flera svårigheter, här må bland annat påpekas, att det i flera fall är besvärligt att avgöra om två personers inkomster skall sammanräknas vid oklara samboendeförhållanden. Inkomst- och prisutvecklingen medför skillnader mel— lan provundersökningen (omkring 1959) och

100 IK B = B—grupp K = K-grupp KS= Standardiserad K-grupp

Figur 3.II_I lK—fördelningar i debutmaterial (B) och kontrollmaterial (K, Ks)

huvudundersökningen (1960—1963) kräver korrigeringar. För K-gruppen (prov- och huvudundersök-

ning tillsammans) är medelinkomsten 17 000 kronor, det standardiserade medeltalet blir 19 000 kronor. Emel- lertid är det aritmetiska medeltalet mindre lämpligt för att beskriva inkomstfördel- ningar; medianvärden lånar sig å andra sidan inte till standardiseringsoperationer lika lätt. För att kunna ge en bättre beskrivning av inkomstförhållandena, och åstadkomma jäm- förbarhet mellan tidigare och senare in- komstdata, har en indelning i 3 inkomststra- ta skett, ”låg inkomst”, ”normal inkomst” och ”hög inkomst”. Gränserna är så dragna att omkring 50 % av befolkningen kommeri mellanskiktet. Vidare har inkomstgränserna satts något lägre i provundersökningsmateria- let under hänsynstagande till prisutveck- lingen. Efter denna justering försvinner skill- naderna mellan prov- och huvudundersök— ningen i avseende på andelen i det lägsta stratum, det kvarstår skillnader för mellan- och högsta stratum. Sedvanliga standardise- ringsberäkningar kan genomföras på dessa fördelningar, resultatet återges i tabell 3.113.

Resultaten kan summeras i 3 punkter, vilka i senare kapitel blir föremål för mera

Tabell 3.113 Inkomstfördelning i debutma- terial (B) Och kontrollmaterial (K)

B K Direkt Standard.

xB xK xs ”Låg inkomst” 36,7 % 29,8 % 21,9 % 0/12000; 0/14000l ”Normal inkomst” 54,8 50,0 50,7 13000/22000; 15000/24000 ”Hög inkomst" 8,5 20,2 27,4 23000/—; 25000/— 100.0 % 100,0 % 100,0 % (N = 188) (N = 94)

lGränserna gäller prov- resp. huvudundersök- ningen.

ingående diskussion. (1) Det lägsta inkomststratum har högre risk; relativa risken p/po kan skattas till 1,7.

(2) I alla strata är det en liten minoritet som faller ut som debutanter. (3) Nära 2/3 av alla debutanter kommer från familjer med ”normala” eller ”höga” in- komster.

3.12 Diskussion

Klientelundersökningens urvalsförfarande, och konstruktionen av B-grupp (kända debu- tanter i tillgreppsbrott) och K-grupp (pojkar icke kända för brott vid uttagningen) har behandlats i detta kapitel och setts ur två aspekter. Den ena är formell och teknisk: hur kan slutsatser dras om befolkningen av pojkar 11—15 år i Stockholm, kan risker och riskrelationer (relativa risker) beräknas? Vil- ka speciella frågor aktualiseras, om man vill studera åldersfaktorn? Någon summering skall inte göras på den punkten; en metod har anvisats för att komma tillbaka till be- folkningen och i grova drag bestämma risker.

Den andra aspekten har varit ett intresse för den sakliga innebörden av de skillnader mellan strata i avseende på debutrisk som kunnat konstateras. I centrum har stått å ena sidan socio-ekonomisk status, eller med sed- vanlig svensk terminologi, socialgrupp, å andra sidan familjetyp och betydelsen av splittrad familj. Båda är mångomskrivna i litteraturen och ett tillstånd av falsk konsen- sus har förelegat, dvs. vi har trott att deras roll är definitivt klarlagd och så evident, att nya studier inte behövs. Klientelundersök- ningens uppläggning är påverkad av den åsik- ten. En inventering av nyare undersökningar har snabbt avslöjat att enigheten forskarna emellen är en chimär, varken den socio- ekonomiska eller familjefaktorn ger pålitligt samma utslag i olika material.

Om det finns stöd för motsatta uppfatt- ningar i forskningen är i allmänhet inte mycket vunnet med att presentera ytterliga- re ett resultat; vare sig det talar för den ena eller den andra uppfattningen blir dess mar- ginella bidrag obetydligt och forskningsläget

ändras inte, ovissheten består. Endast en metodisk eller teoretisk förnyelse, och ett försök att förklara varför resultaten har bli- vit olika, kan bryta dödläget. I förevarande fall kan man tänka sig flera angreppspunkter, av vilka några kan prövas med det existeran- de materialet och kommer att användas i den senare analysen.

Det är lättare att förstå hur en effekt av socio-ekonomisk nivå kan visa sig exempelvis för officiellt registrerad brottslighet och för- svinna med självregistrerad brottslighet, om den inte var stark ens i det första fallet. Hirschi (1969174, 81) har tagit upp den möjligheten och den bör uppmärksammas också för svenskt materials vidkommande. Frågan är, hur starka är de associationer vi funnit mellan kriminalitetsrisk och stratifie- ring, och vilka utvärderingsnormer kan tänkas.

En annan möjlighet är att samvariationen mellan två fenomen kan påverkas av ett tredje. Om två variabler, av vilka den ena är socio-ekonomisk nivå, tillsammans bestäm- mer kriminalitetsrisken, vad händer i en grupp eller ett lokalt samhälle, där den andra variabeln ligger på ett genomsnittligt högt (kriminalitetsbefrämjande) värde. Kommer det att påverka ”synbarheten” av den första relationen, mellan socio-ekonomisk nivå och kriminalitet? Vi har med andra ord att göra med ett interaktionsproblem i statistisk me- ning, och även den frågan skall senare berö- ras, dock utan anspråk på att leverera en slutlig lösning.

4.1 Aspekter på riskdata'

Det yttersta ändamålet med all statistisk analys av data över lagöverträdare, deras miljö och personlighet, är att få klarhet över orsakssammanhangen. Det är välkänt, och kräver ingen ytterligare kommentar, att star- ka statistiska samband inte nödvändigt visar på en motsvarande direkt orsaksrelation. Det har å andra sidan framhållits som en tumre- gel i epidemiologisk analys att ett svagt statistiskt samband sällan är i stånd att leda fram till en verkligt fruktbärande hypotes (MacMahon, Pugh & Ipsen, 1960:40); även om det är en regel som endast skall accepte- ras med vissa reservationer innehåller den en kärna av sanning och det är därför angeläget att värdera styrkan av de samband krimino- logiska undersökningar kan belägga. I avdel- ning 3.l2 framhölls också att den diskrepans som uppträtt mellan olika undersökningar i avseende på vissa faktorers relation till krimi- nalitet, främst samhällsklass (yrke) och fa- miljetyp, lättare låter sig förklaras om det genomgående är fråga om svaga samband. För de läsare som har någon förtrogenhet med korrelationsräkning kan förhållandet illustreras med det fall, att vi i två material finner korrelationerna + 0,05 och — 0,07 respektive, säg mellan ett kriminalitetsindex och en miljövariabel. Sambanden har olika tecken; i det ena materialet är ett högt värde på miljövariabeln en negativ faktor, i den andra en positiv. Även om vi kan bortse från

Styrkan hos kriminologiska samband

slumpfel, dvs. har mycket stora material, skulle vi knappast bedöma skillnaden som förbryllande, i båda materialen är kriminali- tet och miljö väsentligen oberoende; den nyansskillnad som uppkommit kan vara ett verk av sekundära faktorer eller ”stör- ningar”.

Det bör understrykas att när det i fortsätt- ningen talas om starka och svaga samband menas därmed något annat än att sambandet är ”signifikant” eller ”statistiskt säkerställt” i betydelsen större än vad som kan uppkom- ma genom slumpmässig dragning ur en be- folkning, där de två egenskaperna är sta- tistiskt oberoende. Om signifikanta samband kommer att föreligga eller ej är självklart också avhängigt av hur stora stickprov som står till buds.

I det föregående har en mycket enkel beräkningsmetod använts som har den förde- Ien att den kan appliceras på många publice- rade undersökningar som framgått av före- gående kapitel (främst avd. 3.5 och 3.6). Tekniken att jämföra en kategoris relativa storlek inom en särgrupp (brottsdebutanter, institutionsklientel etc.) med samma katego- ris relativa andel av totalbefolkningen (som innehåller en viss andel devianta) eller en befolkning ur vilken de devianta tagits bort, är naturlig och har utnyttjats av många författare. Om det är folkräkningssiffror som tjänar till jämförelsematerial har man gått den första vägen och så har också skett i de

analyser av Klientelundersökningen som hittills presenterats. Om den devianta grup- pen är liten i förhållande till totalbefolk- ningen, dvs. den genomsnittliga risken låg, kommer de bägge sätten att skapa en jäm- förelsebefolkning att ge praktiskt taget iden- tiska resultat. Blir det devianta beteendet vanligare, ökas diskrepansen. Det är klokast att undvika beteckningen ”normalgrupp” el- ler ”normalbefolkning” eftersom den är dub- beltydig, å ena sidan en på ”normalt sätt” utvald grupp, eller befolkningen den väljs ur, genom ett ordinärt samplingförfarande utan hänsyn till den avvikande egenskapen, å andra sidan en grupp eller befolkning som endast innehåller ”normala individer” i bety- delsen icke-avvikande, friska, etc. I fortsätt- ningen används totalbefolkning för att be- teckna det första fallet, en befolkning som innehåller sin givna andel devianta fall. Be- folkningen kan vara begränsad i andra av- seenden, exempelvis genom att endast poj- kar i åldern 11—15 år tas med. För det andra fallet används beteckningen restbefolkning.

Som redovisats i avd. 3.2 och 3.3 kan riskrelationer (relativa risker) p-/p0 mellan risken i kategori eller stratum j och genom- snittsrisken i totalbefolkningen beräknas. Man får riskrelationer som kan uppgå till 2, eller i några fall 3 gånger genomsnittsriskeni hårt belastade strata; på motsvarande sätt har gynnade strata en riskrelation som kan vara 0,5 gånger genomsnittsrisken. Vi kan kalla detta en statistisk effekt, fortfarande utan att däri inläsa en kausalrelation, och frågan blir, är den statistiska effekten svag eller stark?

4.2 Risk och gruppskillnader

Frågan hur skillnader mellan en deviant grupp (B-gruppen i Klientelundersökningens terminologi) och totalbefolkningen, eller stickprov ur totalbefolkningen, skall bedö- mas kan först angripas genom att gå tillbaka till riskförhållandena i totalbefolkningen med hjälp av några tänkta fall, av vilka åtminstone ett par kan anses någorlunda realistiska. De är representerade ifigur 4.2.1

Figur 4.2.1 Riskmodeller

som fyra riskkurvor A, B, C och D (den femte, A”, är en spegelbild till A). I diagram- met är också inlagt den tänkta fördelningen av den egenskap som är associerad med risken, och vars statistiska effekt skall be- stämmas. Vi kan tänka oss att egenskapen är intelligenskvot (IK) som är normalfördeladi befolkningen, den klockformade frekvens- kurvan talar om hur stor andel som har ett IK-värde i ett visst intervall, exempelvis 90— 94. De fyra riskkurvorna, av vilka C är ett extremfall, talar om hur stor risken är för en person med det angivna IK-värdet att kom- ma i den devianta gruppen, att bli brottsde- butant, bli föremål för straff- och frihetsbe- rövanden e. (1.

Modell A innebär att risken ligger nära 0,20 vid extremt låga värden på den under- sökta variabeln, i exemplet IK, för att sjunka till 0,01 vid extremt höga värden. Totalt faller 10% ut i den devianta gruppen (p0 = 0,10). Modell B är en uppförstoring av A, på varje IK-nivå är risken exakt den dubblajämfört med A; po = 0,20.

Kombinationen av en riskmodell och fre- kvenskurvan ger nya frekvenskurvor, den devianta gruppens fördelning i avseende på IK, och om man så vill, restbefolkningens fördelning. Den förra, tillsammans med den ursprungliga frekvenskurvan för totalbefolk— ningen, är återgiven i figur 4.2.2.

Resultatet för den devianta gruppens me- deltal och relativa fördelning på olika lK-

A_B

Q,

Figur4.2.2 Riskmodeller A och B: Resulterandc fördelning

nivåer blir exakt detsamma med modell B; de två restbefolkningarna (som ej visas i diagrammet) blir däremot något skiljaktiga. Om standardavvikelsen (a) i totalbefolk— ningen tas som enhet (0 = 1) och medeltalet sättes =O blir medeltalet i den devianta gruppen —0,46, dess standardawikelse nå- got mindre än befolkningens. Till detta kan läggas den anmärkningen att riskmodell D ger ungefär samma resultat både i avseende på medeltal och spridning. Man kan utgå från att riskkurvor av den gradvist fallande typ, till vilken A, B och D hör, och som är den vi kan vänta ossi verkligheten, skall leda till att en egenskap som är normalfördelad i befolkningen också blir i det närmaste nor- malfördelad i den devianta gruppen, med en standardavvikelse som endast måttligt skiljer sig från befolkningens. På den sistnämnda punkten kan noteras att empiriska material ofta tycks ge små skillnader i spridning i deviant grupp och befolkning, så är fallet med IK i Klientelundersökningen (tabell 3.11.2); hos Jonsson (19671200) är den nå- got större, ungefär av den storlek som risk- modellerna A, B eller D ger.

Modell C ger naturligtvis helt andra resul- tat men innebär också ett helt orealistiskt idealfall, att risken är 1 för alla värden under den markerade gränsen, 0 för alla värden över gränsen med en knivskarp övergång. Den ger en mycket sned fördelning av den devianta gruppen, dess medeltal ligger nära två standardavvikelser under befolkningens; den förra är här i hög grad utseparerad från den senare.

Det faktum att kurvorna A och B ger samma fördelning av den devianta gruppen

innebär endast en bekräftelse av den tidigare behandlade metoden att beräkna relativ risk (avd. 3.3). Eftersom riskerna för varje given nivå av den undersökta variabeln (t. ex. IK) i modell B erhållits genom fördubbling av samma värde enligt modell A, blir relativa risken, förhållandet pj/po, oförändrat, lik- som relativa andelen i den devianta gruppen med IK-värden under en viss nivå, eller inom ett visst intervall.

I forskning som gäller sjukdom, avvikande beteende eller dödlighet är det fara att man tappar ur siktet den motsatta aspekten, chan- sen att undgå sjukdom, att inte bli känd för avvikande beteende, att överleva. Vad som är, eller kan synas vara en stark effekt på dödsrisken innebär en mycket liten skillnad på överlevandesannolikheten, om dödsrisken nomialt är låg. Något liknande gäller debut- risker på den nivå som kan förutsättas för stockholmspojkar 11—15 år, dvs. omkring 0,05. Förhållandet illustreras med kurvan A* i figur 4.2.1 som visar ”överlevelsesannolik— heten” för riskmodell A; värdena i A” är skillnaden mellan 1 och värdet i A. Det kan tyckas självklart att det är brottsdebut, inte motsatsen, som är det problematiska och föremål för riskberäkningar men ur statistisk synpunkt är de två utfallen likställda. Och sakligt är det viktigt att också de värst utsatta delarna av en befolkning, de där relativa risken är störst, fortfarande kan ha en risk som ligger under 0,5, det är en omständighet att hålla i minnet när man kommer in på resonemang om ”deter- minism” eller rent av ”predestination”, lika- så vid många tillämpningar för prediktion. Med undantag för det utopiska fallet C sätter oss ingen av riskmodellerna i fig. 4.2.1 i stånd att ställa prognos på deviant beteende i den meningen att den låter oss urskilja en kategori, för vilken vi förutsäger deviant beteende och får rätt oftare än vi får fel.

4.3 En utvärderingsnorm

Det vållar ingen svårighet att peka ut fall C som överlägset de andra i betydelsen säker prognos, men i övrigt förefaller det inte lätt

att genom en besiktning av riskkurvor avgöra vilken variabel som har den starkaste effek- ten. Man kan tveka om fall D skall anses mera lovande än fall B, det senare ger en större variation i risk, kurvan börjar på en högre nivå och slutar på en lägre än D. Å andra sidan ger D en bättre definierad kritisk zon, där risken förändras.

I detta läge är den naturligaste lösningen att se på resultatet, hur väl den devianta gruppen blir utskild från totalbefolkningen. I det följande betraktas deviant grupp och den totalbefolkning ur vilken den selegerats som två norrnalfördelade material med lika sprid- ning och med samma yta (= 1) under fre- kvenskurvan. Standardavvikelsen sättes lika- ledes till ]. Överväganden som kort redovi- sats i föregående avdelning talar för att det inte är orimligt att arbeta med den förutsätt- ningen för de fall då man över huvud har en kontinuerlig och någorlunda normalfördelad förklarande variabel (av typ IK) att tillgå, men läsaren rekommenderas att betrakta konstruktionen som ett tänkt, fiktivt fall, vars enda syfte är att ge en hållpunkt för värdering av statistiska effekter. Den kom- mer som sådan att användas också för pre- diktiva eller förklarande egenskaper som har karaktären av attribut eller kategoriska data, exempelvis förekomst av trångboddhet, oav- sett graden, eller förekomst av socialhjälp, oavsett storlek.

I figur 4.3.1 visas fyra grader av separation mellan deviant grupp och totalbefolkning betecknade M1' M2, M3 och M4. De kan karaktäriseras på flera sätt, genom medeltals- differensen (måttenheten är fortfarande 0, som är lika i de två fördelningarna), genom den del av den totala variansen, med deviant grupp och totalbefolkning hopslagna och betraktade som likstora material, som faller mellan materialen, eller med kvadratroten ur nyss angivna variansförhållande, vilket i viss mån ger ett mått ekvivalent med korrelations- koefficienten. Det kanske bästa sättet attjäm- föra dem är det enklaste, med det visuella in- trycket av diagrammen.

Det kan inte bestridas att M1 och MZ innebär mycket svaga samband, och alltså en

Figur 4.3.1 Statistisk effekt: Fyra nivåer

svag statistisk effekt, om M3 och M4 kan

meningarna kanske vara något mera delade. Den analysmetod, med relativ risk pj/po,

beräknad ur .

m. n. pj/po : Em /år_1 som använts i kapitel 3, har åskådliggjorts i

fig. 4.3.1 genom att gränslinjen lagts in på lika avstånd från befolkningsmedeltalet (— 1,0) i

(4.3.1)

Tabell 4.3.1 Mått på statistisk effekt i fig. 4.3.1

M1 M2 M3 M4 Medeltals- differens 0,25 0,50 0,75 1,00 Andel varians mellan grupper 1,6 % 5,9 % 12,4 % 20,0 % Ekvivalent korre- lationl 0,13 0,24 0,35 0,45

1 Kvadratroten ur andel varians mellan grupper- na.

alla fyra fallen. Det betyder att samma andel av befolkningen faller under gränslinjen i alla fyra (n- = 15,9 %); andelen av den devianta gruppen, den vänstra fördelningskurvan, varierar däremot och växer från Ml till M4. Gränslinjen kan givetvis förskjutas; om varia- beln är IK kan fastställas hur stor andel av deviant grupp, respektive befolkning, som faller under IK = 100 och kvoten dem emel- lan, och därmed riskrelationen; samma be- räkning kan utföras för IK = 90, 80 osv.

Det är tydligt att jämförelsevis centralt dragna gränslinjer, nära befolkningsmedelta- let, inte medger så höga kvoter (relativa risker) som gränslinjer dragna på längre av- stånd från befolkningsmedeltalet. Om vi lik- som tidigare förutsätter att stigande värden på variabeln är förbundna med fallande risk, kommer relativa risken p-lpo under i övrigt lika omständigheter, dvs. för en och samma modell i serien M —M4, att avtaga med stigande befolkningsandel under gränslinjen. Relativa risken kan varken vara högre än

Pi/po (log.skalai 1 0

En/n- eller l/po. Om befolkningsandelen är 40 % (och genomsnittsrisken låg, säg 5 %), är högsta möjliga relativa risken 1/0,40=2,5.

I fig. 4.3.2 har sambandet mellan befolk- ningsandel under gränslinjen i högriskkatego- rien, och relativ risk för de fyra fallen Ml— M 4 lagts in i form av kurvor, diagrammet ger följaktligen sambandet mellan differentie- ringsnivå och relativ risk, och betecknas för korthetens skull nivådiagram.

I diagrammet kan olika empiriska resultat föras in och en snabb bedömning av diffe- rentierings-, och om man så vill, korrelations— nivå göras. Man kan exempelvis fråga sig om resultaten pekar på en starkare statistisk effekt än M1 eller M2' Några tillämpningar med tidigare framlagda data illustrerar meto- den. De åtta strata enligt kap. 3 kan ordnas efter avtagande risk i följden 8 — 5 — 6 — 3 — 7 — 4 — 2 — 1 och delningslinjen först dras mellan stratum 8 och resten (5+6+ .. .+ 2+1). [ stratum 8 faller 12,0% av B-gruppen, 3,6 % av befolkningen, relativa

.10 .20

(1) Strataindelningen (2) Intelligenskvot, metod A (3) Intelligenskvot, metod B (4) Inkomst (5) Trängboddhet (6) Socialhjälp

Figur 4. 3.2 Riskrelation pj/Po och differentieringsnivå M1 —M

.30 .40 .50

Kumul. ni

4

risken pj/p0 = 3,3. Nästa delning blir 8+5/6+3+...+ 1, den ger 23,0% i B— gruppen, 10,8% i befolkningen under del- ningslinjen, Pj/po = 2,1. Därefter blir del- ningen mellan strata 6 och 3, frekvenserna 44,4% respektive 25,2 %, p-/p0 = 1,8 osv. Det bör observeras att frekvenserna kumule- ras nedifrån. Andra varianter är möjliga men förbigås här. De resulterande relativa risker- na har lagts in i nivådiagrammet (serien har avbrutits när n- går över 50 %).

En annan ti lämpning är IK, varav något redovisats i avd. 3.11. Här kan två metoder användas, den första (metod A) innebär att de empiriskt funna medeltalen (standardise- rat enligt 3.ll.1 för K-gruppen) och sprid- ningsvärden används för att konstruera nor- malfördelningar och frekvenserna under oli- ka delningslinjer (IK = 80, 90, 100) beräknas från dessa. I den andra metoden (B) används fortfarande en normalfördelning baserad på det standardiserade medeltalet för K- gruppen, medan B-gruppens andelar under 80, 90 etc. räknas direkt. Båda är införda i nivådiagrammet, metod A ger bättre överens- stämmelse med det förväntade utseendet på kurvan.

Ytterligare några av de tidigare redovisade resultaten har lagts in i form av enstaka punkter, inkomst (andel med ”låga in- komster” enligt 3.113), förekomst av trång- boddhet och socialhjälp år 1959 enligt 3.11.1. Det framgår att den statistiska effek- ten genomgående måste sägas vara svag, vid eller under nivå M7, ett resultat som kom- mer att diskuteras inavdelning 4.4.

Beträffande utvärderingsmetoden och nivådiagrammet bör det på nytt understry- kas att de högre relativa risker som ofta kan påvisas för extrema variabelvärden inte an- setts innebära någon egentlig vinst ur förkla- rings- eller prognossynpunkt. Intelligenskvot blir inte en ny och mera betydelsefull varia- bel när gränsen dras vid IK = 80 i stället för IK = 90 eller 100. Man bör också observera att extrema gränsdragningar, som medför att en mycket liten del av befolkningen faller i den undre, högriskkategorin, också leder till att en förhållandevis liten del av den devian-

ta gruppen kommer från samma kategori; högre relativ risk (p-/p0) är förenad med lägre andel m-/Zm och i den meningen lägre andel förklarad av det devianta beteendet. Skulle man ha att göra med högre värden på P0, dvs. ett deviant beteende som är vanligare, kan en jämförelse mellan deviant grupp och restbefolkning vara mer befogad. Omräk- ningar mellan de bägge metoderna kan lätt ske om man känner P0, de torde i förevarande fall sakna betydelse. Vid jämförelse deviant grupp -— restbefolkning kan effekten ej längre tolkas som risk relativt till genomsnittsrisk.

4.4 Statistisk effekt i den kriminologiska litteraturen

Det har tidigare visats att socialgrupp och familjetyp (hel kontra splittrad familj) tagna var för sig har ett samband med brottsdebut som är ungefär så starkt som i många andra kriminologiska undersökningar (avd. 3.5 och 3.6), det fanns ingenting som tydde på att klientelundersökningen intar en särställning. Vare sig socio-ekonomisk nivå (socialgrupp) undersöks separat eller kombineras med fa- miljetyp (och bostadsområde) som skett i stratifieringen redovisad i kapitel 3, pekar de erhållna resultaten på ett samband eller sta- tistisk effekt ungefär överensstämmande med modell M2, detsamma gäller intelligens- kvot enligt Terman—Merrill. Ett par andra, miljöbeskrivande attribut ger liknande eller svagare effekt, det sistnämnda gäller framför allt bostadsstandard i betydelsen trångbodd- het, denna faktor förefaller mogen att avfö- ras som orsaksfaktor. Det blir den komman- de analysens uppgift att fastställa om starka- re samband kan erhållas med andra miljöfak- torer, mått på pojkens situation, eller per- sonlighet, och hur de hittills nådda resulta- ten skall tolkas i ett vidare perspektiv. Dessförinnan kan noteras att den fråga som kom upp i kapitel 3 (avd. 3.12), hur motstridiga resultat rörande effekten av socio-ekonomiskt status på kriminalitet skall förklaras, fått ett svar; i varje fall har en delförklaring blivit uppenbar. Socio-ekono- misk nivå kan ge olika utslag därför att

utslaget, den statistiska effekten, nästan aldrig är starkt, eller uttryckt på annat sätt, det rör sig om måttliga svängningar kring en genomsnittligt låg korrelation. Detsamma gäller intelligenskvot, också en punkt där meningarna varit delade. Det empiriska un- derlaget för detta påstående finner läsaren i avdelningarna 3.5, 3.6, 3.11 samt 4.3.

Klientelundersökningen opererar i ett slags mellanregion, med officiellt känd brottsdebut bland pojkar som sällan varit föremål för institutionsplacering före brottet och sällan blir det på grund av debutbrottet. Den gränsar ”nedåt” till undersökningar av självrapporterad brottslighet, upptäckt och oupptäckt, ”uppåt” till studier av grupper utsatta för långtgående sanktioner och insti- tutionsplacering före eller vid undersök- ningen.

Det har framgått av den tidigare framställ- ningen (kap. 3), att material med själv- rapporterad kriminalitet många gånger (men inte undantagslöst) ger en kriminalitetsfre- kvens eller intensitet som är oberoende eller praktiskt taget oberoende av socio-ekono— miskt status och familjetyp, och detta nega- tiva fynd har betonats både av Hirschi (1969z66—75; 242—243) och av Nye (1958: 23—33; 41—48). Båda författarna tar sedan fram andra relationer som de finner mera värda att diskutera, och som de anser ger stöd för den teori de bägge ansluter sig till (den s.k. kontrollteorin). Med självdeklare- rad brottslighet blir en annan statistisk pre- sentationsteknik naturlig som inte låter sig direkt passas in i nivådiagrammet. Man kan emellertid se av de korrelationskoefficienter som Nye presenterar rikligt och Hirschi mera sparsamt att även dessa tolkbara (och sta- tistiskt Säkerställda) samband genomgående är svaga; korrelationerna går sällan över 0,30 och ligger ofta under 0,20.

Något annorlunda ställer sig saken med institutionaliserade och starkt belastade ma- terial. Jonssons Skå-material har tidigare nyttjats som jämförelsepunkt och innehåller ytterligare resultat av intresse i detta sam- manhang. Den statistiska effekten av miljö- variabeln är högst varierande, men några ger

utslag på en högre nivå än klientelundersök- ningens material; inkomst (Jonsson, 1967:136) om inkomster under 10 000 kro- nor skiljes från resten, förekomst av social- hjälp (Jonsson, 1967:138) och splittrade hem (Jonsson, 19672130). För dessa egen- skaper är effekten starkare än t. o. m. modell M4 1 figur 4.3.2.

Förbluffande starka effekter finns redovi- sade i makarna Gluecks” (1950) klassiska Unraveling Juvenile Delinquency, där den devianta gruppen är ett institutionsklientel. Som exempel kan nämnas en bearbetning grundad på familjesammanhållningen (”cohesiveness of family”, ej distinktionen fullständiga—brutna familjer). Av den devianta gruppen hade 24,7 % en familj utan sammanhållning men endast 0,8 % av kon- trollgruppen. Även om här jämförelsen är mellan deviant grupp och restbefolkning, ej totalbefolkning, måste relativa risken vara mycket hög (Glueck & Glueck, l950:115). Utom den vanliga delförklaringen att familje- situationen påverkat reaktionen på brott, kan andra faktorer ha gjort sig gällande, också felkällor; vetskapen om pojkens öde kan möjligen ha påverkat bedömningen av familjen.

Betydelsen av starka effekter, även om de endast uppträder för speciella material, ligger bland annat däri att de avlägsnar misstanken att de ingående variablerna är så påverkade av slumpmässiga observations- och mätfel att de överhuvud ej kan ge några påtagliga sam- band eller korrelationer. Den misstanken kan annars inte avfärdas som fullkomligt obefo- gad. Ett villkor är givetvis att inte särskilda, med utfallet korrelerade fel uppträder, som eventuellt i fråga om familjesammanhållning nyss.

4.5 Varierande effekt i hög— och lågrisk- miljöer

Även om svaga statistiska effekter lätt kan försvinna eller byta tecken kvarstår att en tredje faktor, eller ett komplex av faktorer som rubriceras som en tredje faktor, kan förändra sambandet mellan en given miljö-

eller personlighetsegenskap och kriminalitet. I det följande skall en förklaring till förän- derliga samband diskuteras som förefaller att ha sannolikhetsskäl för sig men som inte utesluter andra förklaringar.

Den kan demonstreras med riskkurvornai fig. 4.2.1. Av dessa var två, A och B, likfor- miga, B erhölls ur A genom att multiplicera varje risk i A med 2. Resultatet blir helt naturligt att dubbelt så många faller ut i den devianta gruppen (po stiger till dubbla vär- det) men i övrigt förändras inte den devianta gruppens fördelning, ej heller medeltalsskill- naden deviant grupp — totalbefolkning. Om däremot en ny risksituation skapas genom att en konstant (positiv) term adderas till riskerna enligt A, ändras fördelningen i det devianta materialet, och det kommer närma- re medeltalet i totalbefolkningen, den sta- tistiska effekten minskar. Låt oss exempelvis anta att alla riskvärden enligt A, som började vid 0,19 och sjönk till 0,01, växer med 0,05, så att de nu börjar vid 0,24 och sjunker till 0,06. Det innebär en stegring av po med 50 %, från 0,10 till 0,15, och att den devian- ta gruppens medeltal från att ha legat 0,46 sigmaenheter under totalbefolkningens (strax under fall M2 i fig.) kommer att ligga 0,31 sigmaenheter under totalbefolkningens (strax över fall MI)" Också i förhållande till restbefolkningen minskas effekten.

Utgångsläget kan identifieras med en låg- riskmiljö och slutläget med en högriskmiljö, och beräkningen visar vad som kan inträffa när man bestämmer den statistiska effekten av någon undersökningsvariabel, först i den ena och sedan i den andra, om riskförhållan- dena ändrats oberoende av undersöknings- variabeln, genom en tredje faktors interven- tion. Olika lokala samhällsmiljöer, olika tid- punkter för ett och samma samhälle, eller olika strata, exempelvis de i kapitel 3 defi- nierade, kan ge sådana riskförskjutningar och påverka den statistiska effekten av den un- dersökningsvariabel man för ögonblicket är intresserad av. Den riskförskjutning exemp- let byggde på, fem hundradelar, förefaller inte otänkbart stor mot bakgrunden av kriminalitetens historiska, ekologiska och

sociala variation. Det är en annan sak om övergång från en risknivå till en annan sker multiplikativt eller additivt, det är troligt att verkligheten bjuder på en blandning av de bägge fallen, med ytterligare komplikationer. Det fall som här studerats, riskadditionen, kan väntas ge lägre samband mellan krimina- litet och olika undersökningsvariabler i mate- rial med relativt hög genomsnittsrisk, jäm- fört med material med relativt låg genom- snittsrisk. Mekanismen kan förklara en del av de motstridiga resultat den kriminologiska litteraturen bjuder på.

4.6 A vslutande kommentarer

Nivådiagrammet är en bekväm metod att värdera det samband man får mellan en variabel eller ett attribut och kriminalitet; det skall dock sägas att det är bättre lämpat för klientmaterial än undersökningar av själv- deklarerad brottslighet. I det förra fallet har man en deviant grupp och en totalbefolkning (eventuellt en restbefolkning som i allmän- het skiljer sig obetydligt från totalbefolk- ningen). Relativa frekvensen av splittrad familj, låg IK, socialhjälp etc. bestäms för deviant grupp och för totalbefolkning, det förra värdet dividerat med det senare ger relativ risk, som föres in på diagrammet och bedömes med hjälp av typfallen Ml—M4, utökade med fler om så behövs. Det möter som regel inga svårigheter att få fram de erforderliga uppgifterna ur publicerade un- dersökningar som kan jämföras med den egna.

De få empiriska observationer som åter- getts tyder på svaga statistiska effekter, un- dantagen är material bestående av institu- tionsplacerade. Skulle tendensen bestå i den fortsatta analysen är det ett resultat som är i behov av tolkning fullt ut lika mycket som starka effekter. En möjlighet som måste prövas är flerfaktor-modeller och multivariat analys. Det är exempelvis en nära släktskap mellan konstruktionen bakom nivådiagram- met, de övertäckande fördelningarna Ml—M4, och diskriminantanalys. I den sena- re byggs upp en ”syntetisk” variabel på

grundval av flera observerade så att minsta möjliga övertäckning mellan fördelningarna (deviant grupp och jämförelsematerial) erhål- les. Det är önskvärt att pröva sådana lös- ningar och jämföra effekten med den som uppnås med enkla variabler eller attribut enligt nivådiagrammet.

De samband som redovisats har varit bruttosamband eller statistiska bruttoeffek- ter. Genom standardisering har förhållande- na i totalbefolkningen såvitt möjligt rekon- struerats; beräkningarna säger hur stor relati- va risken är för en person, utvald slumpvis ur kategorin personer med låg IK, från hem med socialhjälp, etc., utan andra restriktio- ner eller styrningar (dock hela tiden begrän- sad till pojkar 11—15 år). Om man så vill kan i stället statistiska nettoeffekten studeras, man arbetar då med ostandardiserad K— grupp. Frågan blir då, hur stark är den statistiska effekten sedan materialen lik- ställts i avseende på socialgrupp, familjetyp och bostadsområde; de senare faktorerna har ”hållits konstanta” eller ”kontrollerats”, låt vara grovt. I övrigt kan samma teknik använ- das. Dock ändras något tolkningen av relativa risken.

Vilken väg som än väljes är det nödvändigt hålla isär orsakssamband och statistiska effekter. Likaledes bör distinktionen hållas klar mellan stratifiering (eller parvis match- ning) som en förutbestämd urvalsmetod och tanken att matchningsfaktorerna intar en särställning i ett kausalt schema, det senare följer inte ur det förra.

5. Teoretiska synpunkter

5.1. Inledning

I kapitel 3 och 4 har redovisats några resultat som hänför sig till pojkens familjeförhållan- den och uppväxtmiljö men de tjänade över- vägande som illustrationsmaterial i en diskus- sion som gällde Klientelundersökningens ut- nyttjande för olika ändamål. I föreliggande kapitel kommer vissa allmänna riktlinjer att dras upp för behandlingen av den informa- tion om pojkens miljö och uppväxt som finns i sociala registerdata samt data om skolgång och skolprestation. I bägge fallen används dokumentariskt material för att stu- dera faktorer där också annan information står till buds, som inte kommer att tas in här. Intervjuer, främst med pojken själv, om hemförhållanden, kamratmiljö och annat finns att tillgå men lämnas åsido för att redovisas i annat sammanhang och av en annan medarbetare. I kombination med be- tygsuppgifter kommer dock vissa skattningar avgivna av läraren vid undersökningstillfället att utnyttjas.

Boskillnaden mellan dokumentariska och intervjudata kan tyckas konstlad men flera skäl, utom de rent praktiska och arbetstek- niska, talar för den. I olikhet med intervju- data ger de dokumentariska uppgifterna en bild av pojkens läge och beteende som inte är färgad, avsiktligt eller oavsiktligt, av den akuta situationen vid undersökningstillfället, de för oss närmare exogen miljö till skillnad från interaktiv miljö, en distinktion som

kommer att användas i fortsättningen (avd. 5.4). Det har också framhållits tidigare att de bättre belyser en utvecklingsprocess efter— som de daterar vissa händelser eller tillstånd. Som en underordnad men inte alldeles bety- delselös synpunkt kan slutligen framhållas, att registeruppgifter är en billig metod och att det för framtida överväganden om forsk- ningspolitik och undersökningsplanering är värdefullt att låta dem framträda för sig och se vad de kan prestera.

För att stödja påståendena ovan, och över- huvud få ledande principer för analysen både av registerdata och skoldata, är det emeller- tid nödvändigt att göra en återblick på forsk- ningsläget från en mycket generell utgångs- punkt.

5.2 Ledande idéer

Det är ingen lätt sak att välja strategi för en analys av kriminologiska data. En redovis- ning ”tabell för tabell” i eklektisk anda och starkt bunden av praktiska hänsyn eller för dagen aktuella frågeställningar är en möj- lighet men långt ifrån tillfredsställande, om man ställer kravet på forskning att den skall flytta sig ut stället. Vänder man sig till den kriminologiska teorin blir man snart varse att den förlorar sig i ett antal teorier som i allmänhet förenar två egenskaper på ett olyckligt sätt: att vara, eller synas vara avrun- dade, färdiga produkter, slutet snarare än

början på intellektuellt skapande, samtidigt som deras verifierbarhet (och falsifierbarhet) är högst oklar. Översikter av samtida teorier finns i många kriminologiska handböcker och hos Jonsson (1971); här skall varken lämnas några ytterligare referat eller längre argument för den värdering av kriminologisk teori som kommer till synes, den får betrak- tas som ett ställningstagande från författa- rens sida med subjektiva inslag. Det är i synnerhet teoriernas något svårpreciserade övertäckning i empiriskt hänseende, att de är förenliga med samma observationer, och för- vånande okänsliga för omkastningar i fyn- den, som kommer en att tvivla på att de representerar en fruktbärande tradition. Läsaren hänvisas till ett flera gånger tidigare citerat arbete av Hirschi (1969) för belägg på denna svårighet; just därför att Hirschi med ovanlig energi och klarhet ställer tre konkur- rerande typer av teori mot varandra uppen- baras elasticiteten och obestämdheten sär- skilt tydligt. Hirschi säger exempelvis om en av typerna, den sub-kulturella (cultural deviance), att den är så allmän och komplex att han tvekar att beteckna den som ofören- lig med sin egen favorit, kontrollteorin, eller som generellt oriktig (Hirschi, 1969:]5). Om den tredje typen, den motivationella (strain theory) uttalar han att den ofta kan rädda sig genom att falla tillbaka på sina oklarheter (Hirschi, 1969z226). Det skall också sägas att det finns tillfällen, då läsaren får ett starkare intryck av otydligheten och svårverifierbar- "heten (eller svårfalsifierbarheten) än Hirschi själv. På ett mycket slående sätt framträder svagheten i en presentation av den kanske mest berömda av alla teorier, Sutherlands differentiella associationsteori; sådana iakt- tagelser som att skolk och kriminalitet, eller oregelbundet arbete och kriminalitet, hänger samman är utan tvivel tolkbara som utslag av differentiell association, men fyndet ger i lika mån stöd för flera andra uppfattningar (Glaser, 1962z434).

Den alternativa strategi som kommer att prövas i fortsättningen går i korthet ut på följande. Inom ramen för ett betraktelsesätt av individuella livslopp som är generellt och

flexibelt (och därför i sig knappast teori eller hypotes) formuleras och löses en kvantitativ avvägnings- eller avgränsningsuppgift, som hittills försummats i litteraturen; av resulta- tet beror den fortsatta teoriutbyggnaden. Klientelundersökningens data är underlaget för lösningen.

Den metodiska ramen är en syn på indivi- duella förlopp som processer påverkade av många, var för sig svaga impulser eller stimuli från omgivningen, vars verkan adderas; impulserna är endast ofullständigt kända och möjliga att redovisa, vilket för in ett slump- moment (s.k. random walk). Avvägnings- uppgiften består i att fastställa graden och tidpunkten för utbildandet av en relativt stabil, för individen karakteristisk benägen- het för lagbrott eller en under kriminalitet liggande egenskap, utdifferentieringsproble- met. Det är en uppgift som skall lösas i kvantitativa termer så långt det är möjligt, inte som en fråga som kan besvaras med ett ja eller nej, eller i enkla kategoriska termer.

I det följande kommer de bägge momen- ten, föreställningsramen och utdifferentie- ringsproblemet, att kommenteras närmare, i denna ordning.

5.3 Miljö och respons

Den enhet vi studerar antas vara den enskilde pojken, beskriven genom sin intelligenskvot, sina skolbetyg, också med familjegruppens egenskaper (”kontextuellt” i ekologisk ter- minologi). Det finns andra möjligheter som delvis har behandlats tidigare (kap. 2) att arbeta med det lokala bostadsområdet el- ler stadsdelar som enheter, men de är inte aktuella just nu. För pojkens vidkommande kan vi vidare, åtminstone grovt, skilja mellan händelser som han utsätts för, stimuli, eller deltar i genom sitt eget beteende, reaktioner (respons), och tillstånd, beskaffenheter, eller position i något beskrivande referenssystem. Till den senare kategorin hör personlighets- drag, motivationella tillstånd, inställningar, värderingar, färdigheter och kunskaper. Till- stånd (eller beskaffenhet) å ena sidan, hän- delser å den andra, kan var för sig, eller

tillsammans användas att förklara kriminali- tet, de kan ersätta varandra. Kände vi ström- men av stimuli i detalj, från födelsen och framåt (och kunde räkna in den genetiska utrustningen i kalkylen) behövdes kanske ingen undersökning av beskaffenheten vid någon bestämd tidpunkt, vi skulle ändå kun- na ställa prognos på kriminalitet, och lika väl, som om vi undersökt värden, attityder, begåvning, föräldrarelationer etc.

Men kunskapen om stimuliströmmen är i verkligheten högst fragmentarisk, och till- ståndsbeskrivningen behövs, exempelvis be- gåvnings-, attityd- och anpassningsmått som hänför sig till en tidpunkt strax innan ung- domskriminalitet kan förekomma. Systema- tisk, till skillnad från historisk, förklaring bygger i princip på en läges- eller tillstånds- beskrivning för en tidpunkt omedelbart före den som skall täckas av förklaringen. Efter- som tillståndet uppbevarar systemets histo- ria, gör tillståndsbeskrivningen vidare histo- risk (biografisk) forskning överflödig; om tillståndsbeskrivningen blir ofullständig eller felbemängd får historiska (biografiska) data betydelse.

Ett antagande som har starkt stöd av formella likaväl som informella iakttagelser är att tillstånd endast förändras med en viss tröghet och ofta med små förskjutningar som reaktion på enskilda stimuli. En aspekt av trögheten är individuell stabilitet eller konstans i begåvningsnivå, attityder osv. Om detta är en hypotes får den anses ovanligt välgrundad, den utesluter naturligtvis inte betydande skillnader i tröghet mellan olika egenskaper, och snabba förändringar under exceptionella omständigheter.

De antaganden vi hittills gjort, en ström av impulser eller t. o. m. ”chocker” från omgiv- ningen, på vilka individen reagerar med små förändringar, ger som resultat en typ av process som i den statistiska litteraturen betecknas ”random walk” och som har ovän- tade och intressanta drag. Någon mera in- gående behandling kan naturligtvis inte ägnas ämnet här; författaren har i en särskild upp- sats diskuterat sådana processer och deras roll i beteendevetenskaplig forskning, och till

denna uppsats må här hänvisas (Carlsson, 1972). Två konsekvenser är värda att särskilt hålla i minnet i samband med kriminologiska utvecklingsmodeller:

1. ”Random walk” skapar stora och för- hållandevis stabila differenser mellan in- divider, även om de utsatts för miljöer som är mycket likartade i den mening— en att de innehåller stimuli av samma genomsnittliga styrka och riktning.

2. Sådana skillnader mellan individer blir följaktligen svåra att förklara, trots sin utpräglade stabilitet, om stimulusflödet inte är känt i detalj (vilket sällan eller aldrig är fallet).

Båda fenomenen kan i riklig måtto beläg- gas i samhällsvetenskaplig och psykologisk forskning. Individuella differenser kan lätt observeras och även mätas, det är alldeles tydligt att enskilda värden i allmänhet inte ändrar sig radikalt inom måttliga tidsintervall (för intelligenskvot kan de gå upp till många år). Tvärtemot den vanliga föreställningen har det inte varit möjligt att i någon högre grad återföra skillnaderna till den typ av miljökategorier som brukas i sådana under- sökningar (socio-ekonomiska grupper, stad/ glesbygd etc.). Att döma av stickprov är det oftare mindre än mer än 10 % av den totala variansen som kan redovisas. Med detta sam- manhänger det primitiva miljöbegrepp forsk- ningen tvingas arbeta med, en fråga som uppenbarligen är av stor betydelse vid tolk- ningen av kriminologiska data och kräver en något utförligare kommentar.

' 5.4 Miljöbegrepp

Argumentet i föregående avdelning kan sam- manfattas så, att tillstånd inklusive hand— lingspositioner, som byggts upp gradvis ge- nom summering av många stimulis effekt, inte kan väntas ha något starkt samband med enskilda stimuli, exempelvis de som gör sig gällande vid undersökningstillfället, därav svårigheten förklara individuell variation miljömässigt. Men så formulerat är det ofull- ständigt. Om de stimuli som träffar en indi-

vid är av uniform riktning och styrka, klart skilda från dem som träffar nästa individ, och vidare dessa stabila och differentierade exponeringsvillkor har ett starkt samband med socialklass, lokalt samhälle etc., skulle den traditionella miljöanalysen avkasta mer. Det bör observeras att ”miljö” i det före- gående i första hand knutits till flödet av stimuli, en ”aktivistisk” miljödefinition. I verkligheten tvingas vi över till en ”struktu- rell” definition, miljö bestäms med social- grupp, familjetyp eller lokal samhällstyp. Två omständigheter kan bidra att minska produktiviteten i förfarandet: de strukturella kategorierna kan innebära en låg grad av enhetlighet i exponering, och det kan förelig- ga en intensiv rörlighet mellan kategorier (strata) så att läget vid undersökningstillfäl- let säger alltför litet om genomsnittlig eller aggregerad exponering under längre perioder, exempelvis uppväxttiden. Andra typer av miljöindikatorer och uppgifter om konstans respektive förändring bör därför prövas och så kommer att ske med hjälp av registerdata. Man får dock ha en rimlig förväntan på hur väl man kan lyckas.

Det är också möjligt att den traditionella metodiken inte tillräcldigt beaktar att stimu- li, miljöinflytande, delas och är gemensamma för flera individer, och att den sedvanliga individuella analystekniken därför ger otydli- ga samband. Frågan har berörts i redovis- ningen av den ekologiska bearbetningen (avd. 2.1) och den är ständigt aktuell vid behandlingen av familjedata. Det finns andra komplikationer som kräver ett ställningsta- gande, och en annan dimension av miljöbe- greppet än den som hittills fått framträda.

(a) (b)

© ©

sai - ica

Figur 5.4.1 Exogen (a), interaktiv (b) och selektiv miljö

©

& ears! (seo

Det har tyst förutsatts att individen påverkas av sin miljö (om också obetydligt vid varje enskilt tillfälle) men inte påverkar den. Mot denna exogena miljödefinition kan ställas dels en interaktiv, dels en selektiv eller symp- tomatisk. De tre möjligheterna illustreras av var sitt enkla diagram (fig. 5.4.1) som visar de kausala relationerna. I de två första fallen förutsätts att reaktionen (R), beteendet, utom av den kända miljöfaktorn (M) påverkas av en eller flera andra, mestadels okända fak- torer (u). [ det exogena fallet (a) vidarebeford- ras inte u till M, miljön påverkas inte av individens reaktion. I fallet (b) sker så, de båda inbördes kopplade huvudvariablerna M och R förmedlar verkan av u respektive v. Miljön påverkar reaktionen, reaktion (också influerad av u) påverkar miljön. Ett sådant binärt system kan väntas leda till starka korrelationer mellan huvudvariablerna M och R, medan korrelationerna mellan dessa och de verkliga, exogena determinanterna av systemet, u och v, fortfarande kan vara svaga. Binära system medför en risk för kausala skenlösningar i det att ett starkt samband mellan huvudvariablerna avvänder uppmärksamheten från andra, och ur många synpunkter mer väsentliga inflytanden, fram- för allt mer väsentliga för makrosociologisk förklaring.

Det selektiva eller symptomatiska fallet (c) kräver inga längre förklaringar, en gemen- sam faktor F ligger bakom både miljöval och beteende utan någon kausal förbindelse mel- lan miljö och reaktion. Ett liknande diagram, och liknande synpunkter, är applicerbart på symptomatiskt beteende, en viktig fråga i kriminologiska undersökningar, exempelvis

A 0 v

A C)

frågan om tidigt alkoholmissbruk förhåller sig symptomatiskt, eller vad som är mer troligt, interaktivt till kriminalitet. (Alterna- tivt hade en variant av diagram (b) kunnat illustrera samma relation, om pilen från M till R tagits bort.)

Att mindre intresse knyter sig till selektiv miljö förefaller ganska klart, dess största värde torde ligga i funktionen som indikator på bakomliggande tendenser. Mindre själv- klart är valet mellan exogen och interaktiv miljö. Det kan invändas att data, inte forska- ren, måste diktera valet, men en viss rörelse- frihet finns, genom att studera olika aspekter på miljö, arbeta med olika indikatorer eller olika slags data kan miljöbegreppet förskju- tas åt ena eller andra hållet. Tidiga register- data över familjens levnadsförhållanden och föräldrarnas sociala anpassning representerar övervägande exogen miljö i förhållande till pojken; pojkintervjuns uppgifter om för- äldrar och hemförhållanden leder ofrånkom- ligt till det interaktiva miljöbegreppet. I psykologisk forskning är det naturligt att tillämpa perceptionsteori och kunskapen om selektiv uppmärksamhet och aktiv bearbet- ning av olika intryck. Mera förvånande är emellertid tendensen till ”psykologisering” av miljön i sociologisk forskning; det starka beroendet av enkät- och intervjumetodik är en av förklaringarna. I den analys som läggs fram i det följande står däremot det exogena miljöbegreppet i centrum.

Det kan tilläggas att formella statistiska kriteria på olika strukturer (partialkorrelatio- ner) i praktiken förefaller att vara av begrän- sat värde. Både observationsfel och dyna- miska effekter (eftersläpningar) sätter de vanliga reglerna för sambandet mellan korre- lationer och kausala relationer ur spel. Man får istället bygga på en mera allsidig och informell bedömning av de ingående variab- lernas eller indikatorernas natur och erfa- renheter från andra forskningsområden.

5 . 5 U tdifferen tieringen

Vi kommer så till den avvägningsuppgift som utpekades i avd. 5.2, att fastställa i vilken

grad vi har att göra med en ”tidig” eller ”sen determinism” bakom ungdomskriminalitet. Samma uppgift har formulerats med andra ord i en nyligen publicerad artikel om krimi- nologisk orsaksforskning, som distinktionen mellan utvecklingsförklaring och situationell förklaring (Gibbons, 1971). Originalets ”ge- netic causation” för den första typen kan leda till förväxling med arvsbiologiska teo- rier, som inte är åsyftade, och har därför undvikits här. Utvecldingsförklaringen är, en- ligt Gibbons, en historisk-biografisk förkla- ring, som betonar tidiga upplevelser och gradvis framväxt av en benägenhet för lag- brott, eller egenskaper sammanhängande med kriminalitet. Som exempel nämns Sutherlands differentiella associationsteori med den däri antagna stegvisa utvecklingen av attityder och motivationella faktorer. ”In all of this, the image of the offender is that of a person who is different, at least in social-psychological terms, from the non- offender.” (Gibbons, 19712271). Mot denna syn ställer Gibbons möjligheten att en lång- siktig utvecklingsprocess inte alltid behöver ligga bakom kriminalitet, att stundens fres- telser och nödläge kan vara tillräcklig förkla- ring, situationella faktorer, och att vi istället för utvecklingsanalysen (uppväxtförhållan- den, föräldrapersonlighet osv.) skall koncent- rera oss på kedjan av händelser som omedel- bart föregick brottet.

Flera anmärkningar är här på sin plats. Det har tidigare framhållits (avd. 5.3) att följandet av en utveckling, med dess sekvens av stimuli, och tillståndsbeskrivning, kan fat- tas som olika kunskapsformer, samman— hängande med skillnaden mellan historisk och systematisk förklaring men också som kompletterande varandra. Vad vi nu har att göra med är emellertid en annan tanke, att för vissa typer av brott varken den ena eller andra metoden ger något resultat för så vitt den inte begränsas till den omedelbart ak- tuella situationen. Före den har ingen ut- differentiering av nämnvärd betydelse ägt rum. Gibbons vill se bägge förklaringsmodel- lerna som användbara, frågan är var, för vilka typer av kriminalitet den ena har giltighet,

och var den andra skall användas, de kan också kombineras.

Vi har också påmints om att det finns två kriteria på relativt tidigt insättande och grad- vis utdifferentiering, att ett samband kan beläggas mellan tidig miljö och kriminalitet, och att de pojkar som begår brott kan visas vara olika i avseende på personlighet, värden etc. före brottet. Den föregående diskussio- nen har velat peka på de svårigheter det kan möta att använda det första kriteriet genom att samband miljö — beteende ofta blir svaga. Någon djupare motsättning mellan

”psykologisk” förklaring med personlighets- dragen som de föreligger vid en viss tid- punkt, och sociologisk med exogena miljö- impulser, är svår att upptäcka även om det kan sägas att den senare i princip har en starkare kausal prägel genom att betona det som kommer ”utifrån”. Båda formerna av analys är nödvändiga för att klarlägga ut- differentieringen. De förenande dragen i psykologiska (personlighetsteoretiska) och sociologiska teorier betonas också av Matza (l964:1—32) på grundval just av utdifferen- tieringen; i båda slagen av kriminalitetsför- klaring förutsätts att den unge brottslingen är olik sina normalt laglydiga jämnåriga även om arten av olikhet, och dess orsaker, inte är densamma i de bägge. Matza är själv kritisk mot denna, i hans terminologi positivistiska teori. Den han själv ställer upp låter sig inte enkelt sammanfatta men innebär i varje fall att den unge lagöverträdaren i långt mindre grad är urskild och predestinerad, Matza introducerar för sitt sätt att tänka termen ”soft determinism”. Hans omdöme är: ”The alleged differentiation claimed by diverse theorists . . firmed in empirical research.” (Matza; l964:18). Matzas arbete måste betraktas som ett av de viktigaste bidragen till 1960- talets kriminologiska litteratur, man lägger märke till vilken roll utdifferentieringen, eller rättare frånvaron av den, spelar för hans argument. Hans åsikt står här mot andras, frågan har verkligen betydelse och kan inte anses löst. Diskussionen i kap. 3 och kap. 4

.. has rarely if ever been con- -

har visat att de ofta återkommande samban- den mellan kriminalitet och defekter i famil- jemiljön eller social status i varje fall inte självklart har en sådan styrka att tidig ut- differentiering är belagd. '

Att ge en allmän överblick av existerande och aktuell kriminalitetsteori ur differentie- ringssynpunkt är inte möjligt; deras tidigare påtalade obestämdhet försvårar också diskus- sionen. Några möjligheter kan emellertid illustreras med hjälp av ett diagram som visar hur utdifferentieringen tilltar med åldern (fig. 5.5.1).

Den lodräta axeln anger graden av deter- mination eller förutsägbarhet, i figuren har använts r2 , det kvadrerade värdet på korrela- tionen mellan den prognos som kan ställas på basis av observationer tillgängliga upp till en viss ålder i intervallet 0 — a och utfallet (exempelvis brottsdebut) som tänkes ligga efter a. Ju närmare a, och därmed utfallet man kommer, desto starkare kan man räkna med att sambandet blir, men i figuren, och likaså i verkligheten, är det långt ifrån tal om perfekt förutsägbarhet ens vid a eller någon annan tidpunkt strax före brottsdebutperio- den. Grundvalen för prognosen (eller förlda- ringen) av utfallet kan vara händelser, miljö- faktorer, eller en sociologisk och psykologisk karakteristik av individens beskaffenhet och situation vid den givna tidpunkten. De tre kurvor som lagts in i diagrammet visar olika tillväxt i avseende på determination (förut- sägbarhet) och svarar mot olika antaganden

l_2

; 0 _K ////____5

a

Al der Figur 5.5.1 Exempel på utdifferentiering 57

om den kausala bakgrunden. Kurvan U re- presenterar en utvecklingsmodell (genetisk modell med Gibbons språkbruk); vid olika tidpunkter gör sig nya miljöfaktorer gällande och graden av determination ökas gradvist. Personlighetspsykologiska teorier, och socio- logiska med intresse för familjemiljön, torde i allmänhet ansluta sig till detta mönster. Kurvan K representerar en sub—kulturell teori, barn föds in i viss socio-kulturell miljö med ringa rörlighet in och ut ur de sub- kulturella kategorierna. Vi får härigenom en tidig differentiering, där senare personlig- hetsutveckling och specifik familjemiljö är förhållandevis oviktig. Kurvan S svarar mot ett fall med mycket ringa utdifferentiering under uppväxttiden, en utpräglat situationell teori, möjligen den som företräds av Matza.

Den kommande analysen av miljö (famil- je-) och skoldata får visa vilket av dessa utdifferentieringsmönster som kommer verk- ligheten närmast eller vilka modifikationer som kan behövas. Det behöver knappast sägas att rekonstruktionen endast kan göras i grova drag och inte kan bli fullkomligt säker. Det blir nödvändigt att undersöka i vilken mån tekniska ofullkomligheter (mät- och registreringsfel) påverkar resultaten och ger en vilseledande bild. Med hjälp av nivådia- gram kan resultaten utvärderas som korrela- tioner eller i ett mått ekvivalent med korrela- tion, om så önskas; sådana bestämningar bör kompletteras med uppgifter om risknivån med hänsyn till utfallet, dvs. risken för brottsdebut e. d.; korrelationskoefficienten ger i sig ingen upplysning om den beroende variabelns medeltal eller fördelningen på oli- ka utfallsmöjligheter.

5.6 Reaktion och stigmatisering

Det vore oriktigt att lämna temat determi- nism och utdifferentiering av lagöverträdare utan att gå in på den teoretiska riktning som under något skiftande beteckningar fram- trätt under 1960-talet och som ställt omgiv- ningens reaktion i brännpunkten för upp- märksamheten. ”Societal reaction” och ”labelling” är några vanliga termer; i dagens

svenska samhällsdebatt torde ”utstötning” ofta användas med liknande innebörd men i fortsättningen kommer ”reaktions—” eller ”stigmatiseringsteori” att tjäna som översätt- ning eftersom ”utstötning” förefaller att ha ett allmännare och mera obestämt innehåll.

Riktningen kan föras tillbaka till fler för- fattare men stort inflytande har Howard Becker (1963) haft, pregnanta formuleringar av ledande idéer finns också hos Kitsuse (1964). Summeringar av inlägg för och emot ges av Schur (1969) i positiv anda, och av Gove (1970) kritiskt så vitt det gäller tillämpning på mentalsjukdomar (Gove ger också en allmän litteraturöversikt och sam- manfattning av riktningen). I Sverige har ett intresse för reaktionsteorier dokumenterats bl. a. av Olofsson (1971).

Vi har här liksom tidigare att göra med ett svåravgränsat komplex, kanske med en ”orientering” eller ”filosofi” snarare än en strikt verifierbar uppsättning hypoteser. Vissa moment är det nödvändigt att genast föra åt sidan. Existensen av en strafflag betyder utan tvivel att det skapas kriminali- tet, brott mot samma strafflag, men vi har ringa möjligheter att belysa den aspekten med empiriska data utan får nöja oss med frågeställningar som är åtkomliga med obser- vationer som genereras av ett existerande sam- hälle med dess rättsmaskineri och lagstift- ning.

Den fråga vi vill ha svar på är frågan om effekten av reaktioner, framförallt om reak- tioner på deviant beteende ökar eller mins- kar sannolikheten för fortsatt avvikelse hos den som drabbas av reaktionen. Det är inte bara tal om återfallsrisk och återfallsstudieri vanlig mening eftersom debutbrott kan ha föregåtts av annat avvikande beteende än brottslighet.

Som brottsetiologisk teori är reaktionsteo- rin ställd inför ett balansproblem. Antagan- det att negativa sanktioner mot avvikare (straff, kritik, löje etc.) ökar risken för ytter- ligare avvikelse går rakt emot ett fundamen- talt antagande vi gör i andra sammanhang, betraktat som praktiskt taget axiomatiskt: att straff (i vid, psykologisk mening, mot-

satsen till belöning) minskar sannolikheten för det bestraffade beteendet i framtiden. Vi förutsätter vanligtvis att sanktioner, oftast informella, från föräldrar, kamrater, när- maste omgivning, är ett viktigt instrument för social kontroll och bidrar att göra be- teendet mer uniformt. Mertons också av reaktionsteoretiker citerade analys av mot- sättningarna i amerikansk kultur och sam- hällsliv går bland annat ut på just detta, genom svaga sanktioner mot dem som använ- der illegitima metoder att nå framgång ökas frekvensen normstridigt beteende (Merton, 1957:141—-149).

Om inte reaktionsteorierna skall förldara långt mera avvikande beteende än som fak- tiskt uppträder måste sanktionens kriminali- tetsbefordrande effekt på något sätt begrän- sas dvs. teorin får ta hänsyn till det balans- problem som också samhället försöker lösa, med växlande framgång: att bestraffa för individuell korrigering och för att avskräcka andra (och höja moralen hos de i anden svaga) men inte stigmatisera och stänga ute från ett framtida normalt liv.

Hur det problemet löses, eller inte löses, och vilken omständighet som bestämmer ut- gången i enskilda fall, blir arbetsuppgiften för en differentiell reaktionsteori, som räk- nar både med varierande reaktion på samma primära avvikelse, och med varierande effekt på samma reaktion. Möjligheterna att ut- veckla och testa en sådan med Klientelunder- sökningens data skall givetvis utnyttjas, men man får vara uppmärksam på svårigheterna. Ett utvecklingsförlopp med två faktorer, deviant beteende, kanske alltmer extremt från pojkens sida och sanktioner från omgiv- ningen, kanske allt strängare, är svåranalyse- rat, både med intensivstudiema av enskilda förlopp, och med statistisk metod, med ett stort antal pojkar. Det är exempelvis långt ifrån lätt att skilja ett verkligt interaktivt förhållande, där reaktion påverkar fortsatt beteende, beteende reaktion, från ett förhål- lande med enkelriktad kausalitet, från be- teende till reaktion.

En av de framkomliga vägarna har redan antytts. Vi kan pröva om lagöverträdare har

en bild av sig själva som permanenta avvika- re, med antisocial identifiering. Det är möj- ligt att följa de officiella reaktionerna i form av poliskontakter, ingripanden från bama- vårdsnämnd, åtalsbeslut, domar, frihetsberö- vanden. Bägge dessa vägar kommer att prö- vas i olika kommande rapporter men det kommer säkerligen att vara nödvändigt att hålla alternativa tolkningar presenta långt fram i analysen av sådana data.

5.7. Utdifferentiering och kriminologisk teori : En återblick

Det kan ifrågasättas om det går att träffa ett val för och emot, eller mellan de stora kriminologiska teorier som framträder i den samtida litteraturen. Författaren har av den- na anledning valt att ställa upp ett mål som på en gång är blygsammare och går längre än de teoretiska konstruktionerna: att i kvanti- tativa termer (om också i grova drag) rekon- struera den utdifferentieringsprocess som le- der till ungdomskriminalitet, en uppgift som är lösbar men inte löst, och där en lösning får både teoretiska och praktiska konsekven- ser. Det är en strategi som har mera över sig av epidemiologiskt sökande och elimineran- de av möjligheter än vad fallet är bland många av kriminologins teoretiker, men den kan inte beskrivas som ateoretisk.

Utdifferentiering kan också kallas polari- sering: frågan är i vilken grad, och ungefär när (vid vilken ålder) kan vi urskilja grupper eller miljöer med risker mycket över det normala, och i motsvarande utsträckning grupper och miljöer med risk under det normala. Finns det sådana där risken närmar sig 1, så att man kan tala om förutbestämd- het? Eller finner vi, ungefär som Matza argumenterar (se avd. 5.5), en mycket lägre grad av utdifferentiering som gör talet om predestination eller höggradig determination grundlöst, åtminstone så långt som våra empiriska data tillåter oss att se?

En viktig ledtråd i den fortsatta jakten på styrande faktorer och miljöelement är den tidsmässiga (åldersmässiga) lokalisationen av den utdifferentiering som kan beläggas, om

den kommer tidigt, gradvist, eller sent. De förmodanden man kan göra om orsaksfakto- rema kommer att bli olika i de tre fallen, också de slutsatser man drar för det prak- tiska handlandet, exempelvis avvägningen mellan socialpolitiska eller kriminalpolitiska åtgärder med ”individuell (familje-) adress” och åtgärder av mer generell natur, inklusive generalpreventiva och polisiära.

Det bör å andra sidan betonas att inget av fallen utesluter sociala faktorer och ger indi- viduella monopol, eller vice versa. Hela mot- sättningen mellan de båda typer av förkla- ring, och den näraliggande mellan sociologisk och psykologisk förklaring, är en vilseledan- de konstruktion. Det större sociala fältet påverkar familjen, ökar eller minskar sanno- likheten för vissa konstellationer av närmiljö, som i sin tur tenderar att öka eller minska sannolikheten för en awikande personlig- hetsutveckling, osv. Men det kan finnas so- ciala faktorer som verkar så utspritt i samhäl- let och sä sent i processen att de inte ger stora utslag med sedvanliga mått på utdiffe- rentiering. Sen och ringa utdifferentiering talar för andra typer av sociala faktorer, exempelvis frestelsetryck, än tidig och stark utdifferentiering.

Idealet för vetenskaplig metod på ett om- råde som detta är att kunna ställa upp en beslutsgång; med hjälp av tillgängliga obser- vationer träffas ett val mellan två eller even- tuellt fler möjligheter. Efter det valet träffats och beroende på hur det utfallit, kan man se nya val som i allmänhet kräver nya observa- tioner, och likaså praktiska åtgärder. 1 vilken utsträckning idealet kan infrias får bedömas efter redovisningen i denna och kommande rapporter.

6. Familjemiljön

6.1. Inledning

I detta kapitel kommer pojkens närmiljö i betydelsen familjemedlemmar och familje- faktorer att behandlas i den utsträckning de låter sig följas i registerdata. Det är alltså fråga om utdifferentiering i miljöhänseende; man får hålla klart för sig att detta år något annat än utdifferentiering i avseende på poj- kens eget beteende, eller hans attityder och personlighetsegenskaper. I den mån familje- miljön är konstant under pojkens uppväxttid kan man inte vänta sig några skillnader mel- lan tidig (första levnadsåren) och senare miljö (skolåldern); föreligger en miljömässig utdifferentiering av blivande brottsdebutan- ter med hänsyn till den tidiga miljön blir det också fallet med den senare miljön, och vice versa. Det är en annan sak i vilken takt denna konstanta miljö påverkar pojken, får effekt; för att avgöra det behövs psykiatris- ka, psykologiska och beteendedata, eller data som kan tjäna som beteendeindikatorer, exempelvis från skolan (kap. 7).

Det bör å andra sidan sägas att miljöns konstans i sig är problematisk. En av anled- ningarna till de svaga samband mellan upp- gifter om miljö och beteende man ofta får kan vara växlingar i miljöförhållanden; läget vid en viss tidpunkt (undersökningen) kan eventuellt ge bristfällig information om ex- poneringen under längre tid. I det följande kommer att redovisas stabiliteten i tiden med hänsyn till vissa registerdata för att i någon mån belysa den frågan.

Det är övervägande men inte alldeles ren- odlat exogen miljö (jmf. avd. 5.4) som kom- mer till uttryck i registerdata. Pojken väljer inte sin familj, om hans eget beteende ut- vecklar sig i ena eller andra riktningen påver- kar detta förmodligen familjen i rätt liten grad i de avseenden som återges av register- data. Den huvudsakliga anledningen till att interaktivt moment uppträder är data från Barnavårdsnämnden. Ingripanden kan gälla pojken själv men torde i allmänhet kunna tolkas som en åtgärd riktad mot familjen sna- rare än pojken (åtgärder utlösta av debut- brottet har ej ingått).

Det finns ingen anledning att hopa resul- tat som alla pekar åt samma håll, det är viktigare att huvudtendensen får framträda med hjälp av några sammanfattande eller representativa variabler, vare sig huvudten- densen innebär en stark eller svag association med utfallet. Svaga eller obefintliga samband kan ha minst lika stort intresse som starka, framför allt om man kan övertyga sig om att inte rent tekniska brister i variablerna ligger bakom. I enlighet med denna politik kom- mer framställningen att samlas kring ett mindre antal redovisningar; preliminära undersökningar som inte gett något väsent- ligt avvikande resultat rapporteras mycket kort.

Vissa försök till kombination av undersök- ningsvariabler och stratifieringsvariabler kommer att göras och diskuteras; denna linje fortsätter i kapitel 8.

I huvudsak kommer analysen att begrän- sas till debutbrottet och miljöfaktorer fast- ställbara före detta, men sammanställningar med vissa återfallsdata kommer också att läggas fram. Vill man jämföra klientelunder- sökningens resultat med dem som nåtts i andra kriminologiska undersökningar kan det ibland vara lämpligt eller t. o. m. nödvän- digt att grunda jämförelsen på återfallsske- dets data eftersom de andra materialen är gravare än debutmaterialet.

6.2. Problem familjer

De dokumentariska källorna följer strikt la- gen om hälsans tystnad, det är ”minusvarian- terna”, problemfamiljema som låter sig ur- skiljas men dessa är också av särskild bety- delse som bakgrund till ungdomskriminali- tet. De använda registren bestämmer tre huvudtyper av familjeproblem:

(1)Kriminalitet och/eller alkoholmiss- bruk hos föräldrar (biologiska såväl som styvföräldrar) (2) Registreringar hos barnavårdsnämnd föranledda av pojken själv och/eller syskon, dock ej av pojkens debut- brott (3) Anteckning om socialhjälp till poj- kens familj

Beträffande (1) är källorna nykterhets- nämnd, straff- (kriminal-) registret och Kon- trollstyrelsens register. Perioden från pojkens födelse till undersökningen täcks, indelad i två underperioder, 0—7 år, 7 år till undersök- ningens datum. Samma period och under- perioder tillämpas (med en liten modifika- tion) i de andra registren. Pojkens biologiska föräldrar följs oavsett samboende, tanken har varit att en viss kontakt finns. Styvför- äldrar följes endast för perioder när de finns i pojkens familj. Endast nya, under perioden tillkommande anteckningar och åtgärder tas med.

Till (2), registreringar hos bamavårds- nämnd, kan anmärkas att även åtgärder av- seende syskon räknas, för pojkens egen del begränsas den senare underperioden till

Socialhjälp hänförs till underperioder 0—7 år, 7 år till undersökningen.

I föreliggande bearbetningar har alltså ingen hänsyn tagits till registreringar före pojkens födelse fast uppgifter om sådana finns i materialet. Avgränsningen kan disku- teras men torde inte ha påverkat resultaten i högre grad. I fortsättningen betecknas (1), (2) och (3) som de tre registertyperna, det har framgått att (1) återgår på flera register.

För alla tre registertyperna finns uppgifter om åtgärder, i förekommande fall åtgärdens art, socialhjälpens tidsmässiga omfattning m. m. En stark förenkling har skett inför den statistiska bearbetningen så att uppgifterna reducerats till aktuell/ej aktuell i respektive registertyp 0=7 år, 7 år till undersökningen, men inte förrän flera preliminära bearbet- ningar gjorts efter andra principer. Innan dessa kort berörs skall några siffror ges som visar hur ofta familjen eller dess medlemmar förekommer i de tre registertyperna.

Samtliga uppgifter i tabellen avser perio- den från pojkens födelse till undersökningen (eller 1 l-årsgränsen för bamavårdsdata). Man lägger märke till de höga frekvenserna i B-gruppen, men också höga frekvenser i K- gruppen. De senare blir avsevärt lägre genom standardisering i enlighet med den metod som återfinnes i avd. 3.11. Alla tre register- typerna representerar socialt avvikande be- teende som är vanligare i de strata som är överrepresenterade i undersökningen, genom

Tabell 6.2.1 Förekomst i vissa register; de- butmaterial (B) och kontrollmaterial (K). Pro- cent

B K Direkt Stand.

(1) Föräldrar, styvföräldrar,

kända för him./alkohol 41,1 29,5 19,2 (2) Pojke, syskon, kända

barnavårdsnämnden 53,1 31,6 23,2 (3) Socialhjälp någon gång 45,8 32,6 25,6

(N=192) (N=95)

(jfr. tabell 3.ll.l)

att återställa approximativt de relationer man finner i den totala befolkningen av stockholmspojkar 11—15 år sänker man fre- kvenserna.

Det är dock fortfarande en ansenlig pro- portion familjer som karakteriseras av den belastning som definieras genom (1), (2) och (3) i tabell 6.2.1. En bidragande orsak är naturligtvis antalet personer under risk i familjerna, sannolikheten ökas att någon skall vara känd hos nykterhetsnämnd och/ eller Kontrollstyrelsen och/eller Straffregist- ret, om både biologisk far och styvfar kan komma ifråga, liksom biologisk mor och eventuell styvmor. Detsamma gäller bama- vårdsnämndsdata där syskon ökar risken.

Som senare kommer att framgå har mera exklusiva avgränsningar prövats och vi kan använda resultaten för att få bättre jämförel- semöjligheter med konventionella uppgifter över belastning och registerförekomst. Om vi endast ser på biologisk fader är 22 % i Kontrollgruppen registrerade för alkohol- problem mellan pojkens födelse och under- sökningen, standardisering sänker siffran till 15 %, vilket ligger nära de 18 % Jonsson och Kälvesten (19641375) angertrots kvarstående olikheter i avgränsningen (framför allt ingen begränsning bakåt i det senare fallet). Bjerver (197232) fann i ett tvärsnitt av män i Stockholm över 21 år att 16% var kändai Nykterhetsnämndens register. För enbart kriminalitet enligt straffregistret är biologisk far känd i 7 % inom klientelundersökningens kontrollgrupp, det standardiserade värdet blir 4 %. Jonsson och Kälvesten (1964:379) fann att något under 11% av fäderna var kända i straffregistret, också här är deras observationstid längre. 22 % av Kontroll- gruppens pojkar är själva kända hos Barna- vårdsnämnden före 11-årsdagen, standardise- rat 15 %, samma uppgift hos Jonsson och Kälvesten (19641219) är 13 %.

Totalintrycket blir att Kontrollgruppen, sedan dess värden standardiserats, ger en helt normal bild av förhållande bland stock- holmspojkar, men att detta ingalunda inne- bär att deras familjer helt är okända i de sociala registren. Det senare är en omständig-

het att hela tiden hålla i minnet, och vi får anledning återvända till den (avd. 6.10). Inom debutmaterialet (B-gruppen) är det, som man kunde vänta sig, betydligt vanligare att förekomma i dessa registertyper, frågan är hur starkt sambandet är, och vad det blir om de skilda uppgifterna kombineras i ett index.

6.3 Ett belastningsindex

De frekvenser som återges i tabell 6.2.1 kan omsättas i relativa risker, p-/p0, med den metod som beskrivits i kap. 3, främst avdel- ning 3.3. Indikator (1) av kriminalitet och alkoholproblem ger en förekomst av 41 ,1 % i B-gnrppen, 29,5 % i K-gruppen direkt an- vänd, 19,2% efter standardisering. 41,1 % dividerat med 29,5 % ger en relativ risk på 1,39, detta är ett mått på nettoeffekten (avd. 4.6), genom att dividera 41,1 med det standardiserade värdet 19,2 får vi ett mått på bruttoeffekten, när stratum inte hållits kon- stant, det blir i det här fallet 2,14. 1 tabell 6.3.1 ges relativa risker, brutto, för de tre indikatorerna i tabell 6.2.1.

Går man direkt till befolkningen (utan någon föregående stratifiering e. d.) och tar ut familjer där föräldrarna än kända för kriminalitet eller alkoholproblem enligt defi- nitionen bakom indikator (1) kommer risken för debut att vara något mer än dubbla genomsnittsrisken (po), och på samma sätt för de andra indikatorerna. Dessas värden bör ej direkt jämföras utan läggas in på ett nivådiagram (avd. 4.3); detta har skett i figur 6.4.1. Det visar sig att de tre indikatorerna ligger vid och mellan nivåkurvorna M2 och M3. Jämför man med ett tidigare nivådia-

Tabell 6.3.1 Relativa risker för grupper av- gränsade med registerdata. Standardiserad kontrollgrupp.

Rel. risk pj/PO

(1)Krimina1itet-alkohol 2,14 (2) Barnavårdsnämnd 2,29 (3) Socialhjälp 1,79

gram med däri inlagda observationer (figur 4.3.2) är detta en tendens till starkare sam- band än för sådana variabler som intelligens- kvot, inkomst och trångboddhet. De de nu aktuella sambanden kan dock knappast be- tecknas som starka, de svarar mot skäligen blygsamma korrelationer under + 0,50.

En förklaring till att inte starkare effekter nåtts är att indikatorerna i detalj utformats olämpligt. Flera varianter prövades dock på ett tidigt stadium utan att någon påtaglig förbättring ernåddes. Det finns tecken som tyder på att ett något starkare samband uppstår om man koncentrerar sig på krimina- litet och bortser från alkoholbelastningen, och likaså koncentrerar sig på den biologiske fadern. Men andelen ”belastade” familjer blir då (som nyss visats) låg, och det kan sättas ifråga om förbättringen är mer än en tillfällighet. Övervägande skäl talade för att bibehålla den starka koppling mellan alko- holmissbruk och kriminalitet som är känd och som kommer fram mycket klart när man går igenom de skilda registren. Dessa över- väganden ledde fram till den indikator som tagits upp under (1) i tabell 6.2.1.

För behandlingen av data från Barnavårds- nämnden stod likaså flera möjligheter öppna. Arten av åtgärder, framför allt placeringar av pojken i annat hem eller på institution, och längden av sådana placeringar, kunde använ- das, och en del av detta prövades utan att leda till förbättrade resultat, snarare gick skillnaden åt andra hållet. Överraskande nog hade förekomsten av placering utanför det egna hemmet ej en starkare diagnostisk bety- delse.

En annan överraskning mötte vid experi- menterande med socialhjälpsdata. Det ligger nära till hands att vänta sig ett starkare samband om man tar hänsyn till hjälpperio- dernas längd, att långa understödsperioder i högre grad skulle peka på ett socialt handi- kapp av betydelse bl. a. för ungdomskrimina- litet. Antalet månader hjälp utgått finns tillgängligt och bearbetades separat för de två underperioderna, 0—7 år, 7 år till under- sökningsdatum. För den förra räknades anta- let månader hjälp utgått, för den senare

andelen månader av hela perioden (som ju varierar från pojke till pojke) hjälp utgått. För bägge underperioderna blir resultatet detsamma, det är snarare familjer med mera kortvarigt understöd som har den största relativa risken, bestämd på samma sätt som förut. Eftersom Kontrollgruppen är liten bör man inte fästa stor vikt vid en ”differens på differenser” av den här typen, resultatet är värt att följa upp i en specialundersökning men till detta behövs en genomgång av akt- materialet bakom registeruppgifterna, och det är en uppgift som inte kan tas upp inom klientelundersökningens ram.

Facit av genomgången är att de enkla, sammanfattande indikatorerna (1), (2) och (3) bakom tabell 6.2.1 får fram ungefär det som överhuvud går att få fram med register- data. En fråga, innan de slås samman till ett kombinerat belastningsindex, är deras inbör- des korrelation, (1) med (2), (1) med (3), och (2) med (3), korskorrelationerna, och i det sammanhanget också korrelationen mel- lan underperioder, exempelvis (1) för tiden 0—7 år mot (1) för tiden 7 år till undersök- ningen, autokorrelationema. Bägge har be- stämts för Kontrollgruppen enbart, utan standardisering. Korrelationskoefficienterna är s. k. kontingenskoefficienter beräknade med utgångspunkt ur x2-värden enligt for- meln

(6.3.1)

där N är antalet individer, i detta fall 95. I samtliga fall har alltså skett en enkel tu- delning, förekomst/ej förekomst. Resultaten

Tabell 6.3.2 Korrelationer för registerdata

(a) Korskorrelationer (1) (2) (3) (1) Kriminalitet/alkohol — + 0,34 + 0,36 (2) Barnavårdsnämnd — + 0,37 (3) Socialhjälp = (1)) Autokorrelationer (1) Kriminalitet/alkohol + 0,42 (2) Barnavårdsnämnd + 0,38 (3) Socialhjälp + 0,48 SOU 1972:76

Värdena talar i varje fall inte emot hop- slagningen till ett index. Kontingenskoeffi- cienten ger relativt låga skattningar av ett sambands styrka, bland annat har de en teoretisk övre gräns som ligger under 1, för en fyrfältstabell är den omkring + 0,70.

1 det följande används ett belastningsin- dex som är en hopslagning av de tre hittills beskrivna, med bibehållen (och utnyttjad) möjlighet att arbeta med separata värden för de två underperioderna, dvs. förskoleåldem och skolåldern. Poängsumman kan alltså variera mellan 0 (pojke och familj okända i samtliga register bägge underperioderna) och 6 (pojke/familj kända i samtliga registertyper bägge perioderna). Närmast kommer debu- tantmaterialet och kontrollgruppens fördel- ningar med hänsyn till belastningspoäng att redovisas.

6.4 Belastningsindex idebut- och kontroll- material

Tabell 6.4.1 ger fördelningen av belastnings- index för B- (debut-) och K- (kontroll-) grupp, den senare direkt, utan standardise- ring. Två saker är värda att lägga märke till. I båda grupperna, men framför allt K-gruppen är fördelningen mycket sned, omvänt J - formad; det vanligaste värdet är 0, det där- näst vanligaste 1, osv. (med obetydliga, slumpmässiga avsteg i endera gruppen). Vad vi inte finner är en tendens till anhopning i bägge extremerna, 0 och 5—6, en klar typut-

Tabell 6.4.1 Belastningsindex i debutmate- rial (B) och kontrollmaterial (K)

Poäng B K Antal % Antal %

0 56 29,2 45 47,3 1 36 18,8 17 17,9 2 25 13,0 11 11,6 3 26 13,5 10 10,5 4 23 12,0 5 5,3 5 16 8,3 5 5,3 6 10 5,2 2 2,1

Totalt 192 100,0 95 100,0 SOU 1972:76

bildning med helt obelastade och starkt be- lastade som största kategorier. Korrelationen mellan de olika formerna av belastning har inte varit stark nog för en sådan utseparering av motsatser. '

Det andra huvudresultatet är den väntade överrepresentationen av familjer med hög belastningspoäng i B-gruppen. Belastnings- index ger följaktligen information utöver stratifiering, dvs. socialgrupp, familjetyp och bostadsområde.

Innan det här samarbetet utvärderas netto och brutto (efter standardisering av K-grup- pen) skall kort beröras ett utländskt material som ger goda jämförelsemöjligheter. Belast- ningsindex utvecklades oberoende av förebil- der men det visar sig att en mycket likartad metodik har använts av två engelska forska- re, Gibson och West (1970). Deras studie är prospektiv, något över 400 pojkar har följts framåt i tiden från undersökningen och tidig debut (före 14 år) noterats (”convictions”) liksom inofficiellt känd brottslighet (genom lärare etc., ”reported”). Det går knappast att sammanställa någon annan kategori än ”con- victions” med det svenska debutantmateria- let, den prospektiva undersökningens svaga sida uppenbarar sig här, det finns endast 30 pojkar i det engelska materialet som kommer i den kategorin.

Gibson och West replierar helt naturligt inte på samma variabler som belastningsin- dex, men deras skala för ”social handicap” är av samma allmänna karaktär: yrkesstatus, socialhjälp, låg bostadsstandard, låg inkomst, barnrikedom och fysisk vanvård av pojkarna (”physical neglect”). Att döma av intryck bland ldientelundersökningens personal med kontakt med de svenska pojkarna hade sam- ma variabel, fysisk vanvård, kunnat vara relevant också här. I den engelska skalan ingår 7 delvariabler, interkorrelationerna lig- ger ungefär på samma nivå som korskorrela- tionerna i den svenska (tabell 6.3.2.a). Poängfördelningen blir sned på samma sätt som i Sverige, frekvenserna fallet med stigan- de poängtal utom för gruppen ”convicted” som är ganska jämnt fördelad över hela skalan.

Klientelundersökningen

Gibson—West

B K stand. pj/po B Tot.be- pj/po folkn. Ringa belastning 100,0 % 100,0 % , 100,0 % 100,0 % — Viss belastning 70,8 % 39,7 % 1,78 76,7 % 32,1 % 2,39 Hög belastning 39,0 % 13,3 % 2,93 43,4 % 13,4 % 3,24

De båda materialen kan enklast jämföras genom att man gör en tredelning på ömse håll; i det svenska materialet i klasserna 0, 1—2 och 3—6 poäng, i det engelska 0—1, 2—3 och 4—7 poäng. På dessa värden har applicerats den i avdelning 4.3 beskrivna metoden med en rörlig gränslinje, så att man först bestämmer relativa risken för den mest belastade klassen i bägge materialen, och därefter slår samman mellanklassen och den mest belastade och räknar ut ett nytt värde för relativa risken. För vart och ett av mate- rialen erhålles två värden som bägge kan läggas in i ett nivådiagram (se avd. 4.3). Tabell 6.4.2 och figur 6.4.1 summerar resul-

Pj/PO 10

taten, i figuren har införts också de tre delindikatorerna enligt tabellerna 6.2.1 och 6.3.1. Relativa risker är beräknade på basis av standardiserade värden för K-gruppen (i det svenska materialet).

Det är instruktivt att gå tillbaka till den tidigare redovisningen i nivådiagram (figur 4.3.2) och jämföra de bägge diagrammen. I det senare (6.4.1) har sambanden (relativa riskerna) flyttats upp till nivån M3 eller t.o.m. något högre, i det tidigare diagram- met, som bl.a. innehåller strataindelningen (socialgrupp, familjetyp, områdestyp), in- komst och intelligenskvot, nådde sambanden inte högre än nivå M2' Den engelska under-

.10 .20

(1) Krim.-alkohol (2) Bamavårdsn. (3) Socialhjälp (4) Belastnjndex (klientelund) (5) ”Social handicap” (Gibson—West)

Figur 6.4.1 Belastningsdata

.30 .40 .50 Kumul. ”j

sökningen ger ännu kraftigare utslag, på nivå M4. Om detta inte är ett slumpens verk (antalet debutanter är som vi nyss sett myc- ket litet) är det anmärkningsvärt mot bak- grund av att det togs ut i arbetarstadsdelar, en sådan homogenisering borde försvaga sambandet. Man kan av den anledningen kanske hålla med författarna som finner relationen ”surprisingly close” (Gibson & West, 1970:23—24).

Om samband på nivå M4 generellt skall betraktas som ”starka” är diskutabelt, man kan ha olika syn på den saken. Enligt förfat- tarens mening markerar M4 snarare över- gången till en zon där man har anledning tala om en måttlig effekt. Utdifferentieringen i det svenska materialet är ännu inte stark.

6.5. Bruttoeffekt, nettoeffekt och signifi- kans

I tabellerna har ätergetts de relativa risker som erhålles med standardbefolkningen som bas, alltså bruttoeffekter (se avd. 4.6). Det innebär att läget återställts, som det var före förskjutningen av kontrollmaterialet genom styrning från debutgruppen. Man kan följ- aktligen jämföra med de bruttoeffekter andra indelningsgrupper ger exempelvis in- delningen i 8 strata efter socialgrupp, famil- jetyp och bostadsområde.

Nettoeffekten, dvs. de relativa risker som kan beräknas med den ursprungliga, ostan- dardiserade kontrollgruppen som bas, blir självfallet i allmänhet svagare, några värden ges nedan i tabell 6.5.1.

Nettosambanden ligger i intervallet mellan nivåerna M] och M2 i nivådiagrammet, alltså en påtagligt svagare effekt; alla indikatorerna

Tabell 6.5.1 Brutto- och nettoeffekt

Brutto Netto (1) Kriminalitet-alkohol 2,14 1,39 (2) Barnavårdsnämnd 2,29 1,68 (3) Socialhjälp 1,79 1,40 (4) Belastningsindex 3—6 2,93 1,69

har ett samband med stratifieringen och deras statistiska effekt försvagas om stratum hålles konstant. Formellt—statistiskt gäller också att stratifieringens effekt skulle minska om vi höll miljöindikatorerna i tabell 6.5.1 konstanta. Vill man tillerkänna strati- freringsvariablerna en primär roll får det ske på andra grunder. Det är ytterligare en annan fråga vad som händer om vi kombinerar stratum och miljöindikatorer till en ny varia- bel, den tas upp i avdelning 6.8.

Signifikanstest och diskussioner om det ena eller andra resultatet skall anses sta- tistiskt säkerställt, dvs. en differens mellan debutantmaterial och kontrollmaterial så stor att den mycket sällan uppkommer ge- nom slumpvis dragning ur en population där sanna skillnaden är 0, har inte spelat någon framträdande roll i de gångna redovisningar- na. Många av skillnaderna är belagda på annat håll i litteraturen och de har regelmäs- sigt fallit ut i väntad riktning. Redan av detta skäl är det osannolikt att de skulle vara ett slumpens verk. För en del av de befolk- ningsskattningar som härletts ur den standar- diserade kontrollgruppen har oberoende uppgifter kunnat erhållas ur andra källor och ingenting har framkommit som tyder på extrema sampling- eller andra fel. Om man adderar 5 procentenheter till skattningen av befolkningsvärdet för samtliga de indikatorer som finns i tabell 6.5.1 (jmf också tabell 6.2.1) är frekvensen idebutgruppen i samtli- ga fall så hög att skillnaden fortfarande är säkerställd. Bruttoeffekterna erbjuder därför knappast något signifikansproblem.

De svagare nettoeffekterna är något mer problematiska. B- (debut) och K- (kontroll) grupp är inte oberoende stickprov, deras lika fördelning på strata är en omständighet man i princip bör begagna sig av vid utförandet av signifikanstest. Om man underlåter det och beräknar exempelvis x2-värdet utan hänsyn till den bakomliggande matchningsmetoden bör det leda till en underskattning av signifi- kansen. Det kan vara försvarligt att följa denna arbetsbesparande metod och gå vidare endast i tveksamma fall. För (2), barnavårds- nämndsdata, och (4), belastningsindex, er-

hålles xz-värden på 7,8 och 8,3 respektive (1 frihetsgrad) och dessa kan betraktas som signifikanta. Av de andra är (1), registerupp- gifter över kriminalitet och alkoholproblem, ett gränsfall ()(2 = 3,7); socialregisterdata ger )( = 3,0 vilket ligger under det värde som fordras för signifikans på 5 %-nivån (3,84). För bägge dessa prövades en annan metod, att jämföra B- och K-grupp i avseende på förekomsten stratum för stratum. Om skill- naden går i väntad riktning (högre förekomst i B-gruppen) ges ett plustecken, annars ett minustecken. Antalet plustecken räknas. Finns det ingen reell skillnad är sannolikhe- ten att erhålla 8 plustecken

8 1 8 = 1 = 0 004 6 5 1 (0) (f) 935 , ( - - ) och sannolikheten att erhålla 7 plustecken eller bättre resultat (dvs. 8) blir

8 s (å) (%> + (%) (%) = 7593 = 0.035 (6.5.2) Lägre antal plustecken än 7 innebär ej signi— fikant resultat. För (3), socialvårdsdata, er- hölls signifikant utslag, 7 av de 8 jämförelser- na gick i väntad riktning, och skillnaden mellan B- och K-grupp kan anses säkerställd. För (1), kriminalitet och alkohol, gick en- dast 6 av de 8 jämförelserna åt rätt håll. Med hänsyn till att )( -värdet ligger mycket nära det erforderliga kan det emellertid anses försvarligt att förkasta O-hypotesen också för denna indikator.

6.6 Tidsaspekten

Den konstans över tiden i fråga om belastade miljöfaktorer som framträder i tabell 6.3.2.b är påtaglig men långt ifrån fullständig. Korre- lationskoefficienterna är inte särskilt höga nen innebär en skattning i underkant. Det bör på nytt framhållas att det inte genom variablernas konstruktion finns inbyggt ett automatiskt beroende mellan tidigt värde (före 7 år) och sent (7 år till undersök- ningen). Det kan inte anses apriori uteslutet att det ena är starkare kopplat till utfallet (brottsdebut) än det andra. Bägge är, liksom

Tabell 6.6.1 Belastningsindex för olika äl- dersperioder i debutmaterial (B) och kon— trollmate rial (K). Procent

0—7 år 7 år-unders. B K stand. B K stand. Lågbelastade (0—1 poäng) 69,3 91,5 68,2 87,7 Högbelastade (2—3 poäng) 30,7 8,5 31,8 12,3 Totalt 100,0 100,0 100,0 100,0

(N=l92) (N=95)(N=192) (N=95)

totala belastningsindex, en enkel summa av förekomst i de tre registertyperna (krimi- nalitet/alkoholproblem, barnavårdsnämnd, socialhjälp) och kan användas var för sig liksom totala belastningsindex. Resultatet framgår av tabell 6.6.1.

Man kan genast se att skillnaden inte är stor i fråga om deras samband med eller förmåga att förutsäga senare debut. Beräknar man relativa risker och lägger in dem i ett nivådiagram kommer delindex för 0—7 något högre, över M3, och index för 7 är-undersök- ningen något under M3. Det är knappast tillrådligt att fästa någon avgörande vikt vid en differens av den storleksordningen, men vi kan i varje fall konkludera att tidiga miljöindikatorer inte är underlägsna senare. Debutgruppen är väl så klart utdifferentierad med data tillgängliga i förskoleåldem som i skolåldern. Det kan tilläggas att de förra ger en statistisk effekt inte väsentligen understi- gande totalindex.

Resultatet är på det hela taget oväntat; även om man räknar med den grundläggande konstansen i miljöfaktorer ligger det nära till hands att vänta sig ett något starkare sam- band med miljödata från den period som ligger brottsdebuten närmast. Utan att gå för långt i tolkningar av siffror som har stora osäkerhetsmarginaler (se avd. 3.3) kan man dra den slutsatsen att materialet inte ger något stöd för en ”kristeori”, dvs. en teori som bygger på en akut kris i familjens liv som bakgrund och bidragande faktor till brottsdebut. Om en kris har uppträtt i

många av familjerna borde den rimligtvis ha satt sina spår i registerdata och gett starkare samband för den senare perioden än den tidiga (förskoleåldem). Endast om vi tänker oss ”krisen" som ett mer permanent till- stånd, men då illa svarande mot beteck- ningen, eller exklusivt psykologisk och intra- familjär, utan tendens att slå igenom i social- hjälpsbehov, alkoholproblem, barnavårdsin- gripanden, etc., låter den sig väl förena med data. Men hjälpkonstruktionerna har därmed blivit misstänkt många. Att en historisk- biografisk analys av enskilda fall kan avslöja krismoment och utlösande händelser har där- med inte bestridits, frågan har gällt typiska och återkommande, och därmed statistiskt iakttagbara fenomen.

6.7. Familjesplittring

Det har framgått av kap. 3 (se särskilt avd. 3.6) att splittrade familjer — en pojke som inte sammanbor med de biologiska föräldrar- na — är överrepresenterade i debutmaterialet ungefär i den utsträckning liknande krimino- logiska material ger anledning vänta. Det kan med fog anmärkas på indelningen i hel och splittrad familj att den är grov och missar många av de sociologiska och psykologiska poängerna. En fråga är när splittringen kom och hur länge den varat, en annan om det finns någon ersättare för fadern (modern och pojken följs i allmänhet). Det är motiverat att komplettera bestämningen av familje- miljön med några uppgifter om pojkens ålder vid splittringen och förekomsten av styvfa- der. Resultatet kan rapporteras snabbt efter- som det är negativt.

Pojkens ålder vid splittringen visar ingen skillnad mellan B-grupp (debutmaterial) och K- (kontroll-) grupp. Vare sig man drar gränsen vid 3 års ålder eller 7 års ålder är det inom ett par procentenheter samma andel av B-gruppens och K-gruppens splittrade famil- jer som splittrats tidigt.

På försök gjordes en bearbetning på en del av materialet (det som insamlats under prov- undersökningsfasen) med hänsyn till före- komsten av styvfader eller liknande under

pojkens uppväxttid. Tillgängliga uppgifter medger en klassifikation i grova drag men många detaljer har säkerligen gått förlorade eller blivit felaktigt daterade när det gäller samboende och separation. Undersöker man hur många av pojkarna som saknade en konstant fader eller ersättare för fadern un- der åldersintervallet 3—7 år, som kan anses särskilt känsligt, är inte B-gruppen värre ut- satt än K—gruppen, snarare tvärtom. I samma riktning pekar fyndet att placering av pojken utanför hemmet (i annat hem eller institu- tion) inte förefaller att vara någon kraftigt riskökande faktor.

Allt som allt kommer man inte så mycket längre än till den första och grundläggande statistiska effekten av familjesplittring, att irreguljära familjer är vanligare i debutant- materialet än i befolkningen. Den analys av splittringens insättande som här utförts kan fortfarande ha varit för ytlig (motsvarande analys för moderns vidkommande torde krä- va annat material).

6.8. Kombinerad miljöbedömning

Att förekomst i olika register och ett därpå grundat belastningsindex uppvisar en starka- re bruttoeffekt än strataindelningen grundad på socialgrupp, familjetyp och bostadsområ- de, hindrar inte att en kombination av de bägge skulle kunna ge ytterligare starkare samband. Allmän erfarenhet med multivaria- ta metoder, och komplexa prognos- eller förklaringsmodeller talar dock för att vinsten blir måttlig, om någon alls uppnås. Stratifie- ring och förekomst av socialhjälp, alkohol- problem, kriminalitet, etc. är, som framgått, inbördes korrelerade och tillskottet i ”för- klaringsförmåga” när man kombinerar de två komplexen blir därför begränsat (jmf. kap. 8). Inte desto mindre har flera varianter av kombinerad metodik prövats, utgången har bekräftat misstanken att föga är att vinna den vägen. I det följande ges därför endast en kort beskrivning och en redovisning i diagramform (fig. 6.8.1).

Det skall först sägas att en variant prövats med tonvikt på den ekonomiska faktorn; en

.10 .20

(1) Strataindelningen (2) Belastningsindex (3) Kombinerat index (4) Belastningsindex, återfall

.30 .40 .50

Kumul. nj

Figur 6.8.1 Miljöindikatorer i olika kombinationsnivåer

sammanläggning har skett av de stratadefi- nierande egenskaperna (socialgrupp etc.), låginkomst/ej låginkomst enligt avdelning 3.11 samt förekomst av socialhjälp. Samban- det (den statistiska effekten) med kriminali- tet blev emellertid påtagligt svagare än vad som nåddes enbart med belastningsindex (fig. 6.4.1). Inkomstuppgifterna förefaller överhuvud att vara något av en besvikelse om man väntat sig en "tung" faktor, och ett ”hårt” datum. Tekniska brister, och omöjlig- heten att få en korrekt bild av familjens reella inkomstnivå, inklusive sociala bidrag, har förmodligen spelat in (jmf. avd. 3.11). Det är därför en mera lovande taktik att kombinera belastningsindex och de strata- defrnierande variablerna. Den variant som återges i diagrammet innebär att 1 poäng getts för var och en av de riskökande fakto- rerna socialgrupp 111, splittrad familj, högrisk- område, samt 2 poäng om belastningsindex är 1 eller 2, 4 poäng om belastningsindex är 3—6. Det nya kombinerade index kan följ- aktligen variera mellan 0 poäng (låg risk) och 7 (hög risk). Poängfördelningen i kontroll-

materialet kan, med sedvanlig standardise- ring, sammanställas med fördelningen i de- butgruppen. Liksom i tabell 6.4.2 och tidiga- re diagram 4.3.2, har olika delningspunkter provats, med kumulering från höga poängtal. Förfarandet är i sin helhet grovt, och poäng- fördelningar blir ganska ojämna och gången i riskvärdena inte alldeles regelbunden. [ det hela visar emellertid resultatet att inget vin- nes genom att försöka bygga på registerindi- katorerna, sambanden ligger fast på ungefär samma nivå som förut. För att göra jämförel- sen enklare har kurvan för belastningsindex enligt figur 6.4.1 och stratifieringen enbart enligt figur 4.3.2 också lagts in. För debut- brottslighet tycks vi ha nått gränsen vad enkla och sammanfattande miljömått av den- na typ kan prestera.

6.9. Återfall och familjemiljö

En anledning att miljöindikatorer inte slår hårdare kan vara tekniska brister, en annan att officiellt registrerad debut före 15 år, klientelundersökningens kriterium, är en allt-

för chanspåverkad händelse, betingad av vem som råkar bli upptäckt, för att tillåta några starkare statistiska effekter. Synpunkter på den senare invändningen har getts i avdelning 3.10. B-gruppen (debutanterna) är anrikad på pojkar med tendens till förhållandevis persistent och allvarlig kriminalitet, men en del B-pojkar slutar med debutbrottet eller strax efter, omvänt blir en del K-pojkar (kontrollmaterialet) kända för upprepade lagbrott. Ett studium av återfallen i B- gruppen och brottsdebut efter 15 år bland K-pojkarna kan därför komplettera bilden av miljöfaktorema och framför allt ge en upp- fattning om tekniska brister utesluter starka samband. Observationer av svårt belastade material där starka miljösamband framträder låter en övre gräns framträda (jmf. avd. 4.4).

I det följande undersöks både hur pojkar som återfallit i officiellt registrerad brottslig- het före 21 års ålder skiljer sig från dem i B-gruppen som inte .ort det, och hur de skiljer sig från den standardiserade K-grup- pen. Den senare jämförelsen innebär samma typ av analys som jämförelsen mellan debut- material och totalbefolkning fast vi nu arbe- tar med ett något exklusivare kriterium, debut före 15 år och återfall före 21. Efter- som det beroende ”utfallet” är något säll- syntare (po mindre än 0,05) höjs övre grän- sen för relativa risker något (avd. 4.3) men skillnaden är rätt liten, återfallsprocenten är hög. Samma omständighet gör att miljöfak- torernas utslag måste komma i närheten av de värden som erhållits tidigare. Vi kommer emellertid mera i nivå med de undersök- ningar som arbetar med institutionaliserade material och kan lättare relatera våra resultat till deras.

Både stratifieringen och det i avdelning 6.3 beskrivna belastningsindex ger ett sta- tistiska säkerställt samband med återfall som framgår av tabell 6.9.1 och där uträknade x2-värden. Bland strata har en tu-delning skett efter debutrisk, strata l, 2 och 4 är bäst ställda.

Båda sambanden är signifikanta, belast- ningsindex ger den starkare effekten. Det- samma gäller om skillnaden mellan återfalls-

Tabell 6. 9.1 Stratifiering, belastningsindex och återfall i debutmaterialet1

(a) Stratifiering Ej återfall Äterfall Strata l, 2, 4 31 44 Strata 3, 5e8 22 89 53 133 x2 = 10,2 p (.01

(b) Belastningsindex Ej återfall Äterfall Poäng 0—2 46 69 Poäng 3—6 7 64 53 133

x2= 19,6 p(.001

1 6 pojkar har avlidit.

grupp och befolkning (standardiserad K- grupp) tas som utgångspunkt. Den metodik med flyttbar delningspunkt och kumulativa fördelningar för de bägge grupperna som senast tillämpats i figur 6.8.1 har på nytt använts för belastningsindex och resultatet förts in i samma figur. Som synes är effekten nu starkare, observationerna ligger något över kurva M4. Stratifieringsvariablerna ger en räcka punkter som ligger omkring kurva M3 eller t. 0. m. under M3, de har inte förts in för att inte minska överskådligheten. Klientelundersökningens data närmar sig där- med den nivå på statistiska effekter som karakteriserar Jonssons Skå-material (Jons- son, 1967: kap. 7) även om det senare fortfarande har flera samband som är betyd- ligt starkare.

Som test på de använda indikatorerna kan återfallstabellerna tydligen inte bli avgöran- de. Förstärkningen av sambanden är måttlig; dock kan de nu anses ligga på en sådan nivå att de kan kallas ”medelhöga” e. (1. Till en utvärdering av dem i andra termer blir det anledning återkomma. Brottsdebut efter 15 år bland pojkarna i K-gruppen ger en så pass liten grupp (genom K-gruppens begränsade storlek totalt) att det blir svårt att få säker- ställda utslag av miljöfaktorer. Här ger dock socialgnlpp taget för sig utslag, med högre risk för socialgrupp 111 (x2 = 4,20; p ( .05) medan belastningsindex inte ger något sam- band.

6.10 Avvikande och normal familjemiljö: Återblick

En slutlig utvärdering av de resultat som lagts fram i detta kapitel kan med fördel anstå tills också skoldata, som mera direkt berör pojkens eget beteende, presenterats, och en allsidigare framställning blir möjlig (fortfarande långt ifrån fullständig). Tanken är inte att ställa upp familje- och skoldata, båda övervägande av dokumentarisk typ, som konkurrerande informationskällor och underlag för prognos (eller förklaring), där den skall ges företräde som uppvisar de starkaste sambanden. Men den utdifferentie- ring i miljöhänseende som här behandlats kräver en komplettering av data om beteen- demässig utdifferentiering, de två är olika led i samma process.

Försöket att peka ut en kriminogen famil- jemiljö, i det något sparsamma skenet av registerdata, har haft en begränsad framgång. Problemfamiljerna (de med alkoholproblem, kriminalitet i föräldragenerationen, social- hjälp etc.) förekommer oftare i debutgrup- pen än vad deras andel av befolkningen ger anledning vänta, dvs. barn uppvuxna i sådana familjer löper utan minsta tvivel en högre risk att själva bli kända för kriminalitet. Effektens styrka har framgått av tabeller och text. Det bästa sammanfattande måttet på riskökande familjedefekter, och överhuvud på familjemiljö bedömd med registerdata, det s.k. belastningsindex, tillåter utskiljan- det av en grupp om något över 10% hårt belastade bland familjerna med nära 3 gånger genomsnittsrisken för brottsdebut, eller alternativt, en grupp på nära 40 % hårt och måttligt belastade med något under dubbla genomsnittsrisken (tabell 6.4.2). Om ett så- dant samband skall anses starkt eller ej är en fundamental fråga, där författaren uttryckt sin mening, att det bör betecknas som mått- ligt snarare än starkt, den har berörts tidigare och återkommer senare.

För ögonblicket kan det vara en hjälp att se på den statistiska effekten ur perspektivet slutet respektive öppet system, eller med en annan term, det sociala arvet (Jonsson,

19672221—225). Ger registerdata stöd för tanken att föräldragenerationens avvikelse och sociala missanpassning i stor utsträck- ning överförs till barnen, så att vi har ett slutet system genom generationerna? Något fullständigt svar på frågan tillåter inte re- gisterdata, dessutom skulle behövas en större Kontrollgrupp, eller en helt prospektiv upp- läggning. Som det nu år får vi nöja oss med en aspekt, men en viktig. I de svårast belasta- de familjerna, 13 % i befolkningen, är risken nästan 3 (2,93) gånger genomsnittsrisken; eftersom den senare kan skattas till ca 5 % får vi en risk i denna grupp på ca 15 %. Av debutanterna kommer 39 % från den katego- rin av familjer. Varken det förra värdet ("utflödet”) eller det senare (”inflödet”), talar för nära fullständig självrekrytering. Intrycket rubbas inte nämnvärt om man tar i beaktande återfall i brott; förmodligen blir resultatet också i allt väsentligt detsamma, om senare debuter räknas in, dvs. bland de pojkar som motsvarar undersökningens K- grupp, men här är underlaget litet. Och vi har inte någon kunskap om annan avvikelse än kriminalitet, och i viss mån alkohol- och narkotikaproblem, bland pojkarna. Senare uppföljningsdata, inbegripet socialhjälp o. d. skulle göra det möjligt att komma längre. På nuvarande stadium kan den slutsatsen dras att överföringen av kriminellt beteende till barnen från familjer med avvikande beteen- de, bl. a. kriminalitet, inte har den styrka att man är berättigad att tala om ett slutet eller nästan slutet system.

Men det är också högst tvivelaktigt om ”awikande” eller ”problemfamiljer” bildar en distinkt kategori. När man går igenom den stora debutantgruppen i undersök— ningen, pojke för pojke, i avseende på före— komst i olika register, drabbas man av ett slags optisk villa. Ett överväldigande intryck av belastning slår emot en, ”de är ju alla kända förut". Redan ett genomräknande efteråt korrigerar intrycket avsevärt, det kan visa sig att det är mindre än hälften som är kända, givetvis skiftande från registertyp till registertyp, och beroende på avgränsningen. Det visar sig också ofta att en långt ifrån

negligerbar andel av kontrollgruppen är känd i samma register. Framförallt det senare fyn- det bör betonas, hur välbekant det än må vara för läsare med erfarenhet från forsk- ningsområdet.

De data som lagts fram här ger inget stöd för tanken att det finns en naturlig gränslinje mellan ”avvikande" och ”normala”, något som lätt kan förbises inför talet om "multi- problemfamiljer”. Olika slag av registrerad svaghet, normöverträdelse och hjälpbehov är korrelerade, men inte så starkt att rena typer utbildas. Hur stor andel som blir hänförda till problemfamiljernas kategori är alltså en definitionsfråga vilket inte i samma grad skulle varit fallet med starkare typisering, färre mellanformer. Ett exempel, som inte är extremt, kan belysa detta. Om definitionen på deviant familj vidgas så att även syskons registerförekomst räknas in, men fortfarande endast för tiden från den undersökta pojkens födelse, är det en minoritet av Kontrollgrup- pens familjer som är helt okända. Standardi- sering av värdet hade säkerligen förvandlat minoriteten till majoritet, men vi hade kun- nat öka observationstiden med perioden före pojkens födelse i avseende på föräldrars be- lastning och därmed åter öka frekvensen. Det behövs inga påfallande excentriska defi- nitioner av ”deviant” beteende för att få en betydande del av en befolkning i den devian- ta kategorin. ”Avvikare” eller ”problem- familj" är en ungefär lika välavgränsad grupp som ”sjuk”, vilket betyder mycket illa av- gränsad. Det är en bekväm tankekonstruk- tion att lokalisera ungdomsbrottsligheten till problemfamiljer, men den förutsätter först en lösning av definition'sproblemet. Löser man det så att något sådant som 10% av befolkningen kommer i kategorin problem- familjer, vilket efter vanligt språkbruk före- faller att vara en vid, i varje fall inte en trång definition, blir tankekonstruktionen empi- riskt ohållbar.

Schematiseringen i en välanpassad, ”för- träfflig" majoritet och en missanpassad, ”ut- stött”, avgränsad minoritet är farlig, inte därför att den bryter mot formella regler utan därför att den leder till en falsk verklig-

hetsbild, ett förbiseende av stora grupper i gränsområdet. De är känsliga, vilket också betyder sårbara, för den omgivande samhälls- miljöns förändringar, och deras reaktion kan bli av större betydelse än de extremt och exklusivt avgränsade problemfamiljernas.

7. Skolan

7.1 Miljö, beteende och skoldata

Det huvudsakliga underlaget för den redovis— ning som följer är skolbetyg och lärares ien särskild enkät och intervju avgivna omdömen om pojkarna. Skoldata säger någonting om miljön, vad skolan gör åt pojken genom att gradera, godkänna, underkänna, eventuellt ge etiketten ”awikande”, men de lämnar också information om hans eget beteende, var han står eller är vid en viss tidpunkt. Den i kapitel 5 presenterade ramen för analysen av skol- och registerdata innebär att varje pojkes utveckling betraktas som resultatet av många enskilda, oftast små och därför svår- gripbara impulser från miljön, vars summera- de effekt ger en ”position” med bl. a. ten- denser för och emot lagstridigt handlande. Graden och takten i utdifferentieringen har lämnats som en öppen fråga, det är för dess besvarande skoldata är av särskild betydelse.

En restlös förklaring av brottsdebut med kända miljöfaktorer är osannolik, och den föregående redovisningen (främst kapitel 6 men även kapitel 3—4) har också visat att den framgång som kan nås på den vägen blir begränsad. Det återstår att pröva vad ett studium av pojkens egenskaper och beskaf- fenhet, som uppbevarar okända miljöinfly- telser, kan ge därutöver, dvs. att besvara frågan om unga lagöverträdare före eller vid tidpunkten för debutbrottet är olika pojkar som ej blir kända för lagbrott.

En aspekt på skoldata som därmed blir aktuell är den symptomatiska, eller noggran- nare uttryckt, den ko-symptomatiska. Skol- beteende och brottsdebut tjänstgör bägge som indikatorer på en deviant utveckling eller disposition, varmed också skall förstås att ingendera är en fullkomligt tillförlitlig indikator, ej heller känd brottsdebut. Att den senare fått bestämma indelningen i B- (debut) grupp och K- (kontroll) grupp inne- bär inte att den ansetts ge ett odiskutabelt mätt på reell brottslighet. Skolprestationens symptomfunktion utesluter inte att den får konsekvenser för pojkens framtid; skolfram- gången, och framför allt skolmisslyckandet, spelar en strategisk roll genom att irrever- sibla moment kommer in. Analoga resone- mang kan tillämpas på tidigt alkoholmiss- bruk och vissa andra beteenden associerade med kriminalitet. Symptomkaraktären har .ort att man ofta tvekat att tillskriva dem en roll som orsaker till kriminalitet, det är å andra sidan onaturligt att se dem som enbart följdfenomen.

Figur 7.1.1 visar några av de relationer man har att räkna med i komplexet miljö— skola—kriminalitet. En uppsättning faktorer E, som inkluderar både arv och familjemiljö, bestämmer en position P1 en personlighets- typ, värderingar och attityder etc., med bl. a. en viss benägenhet för avvikande beteende, som i sin tur influerar skolprestation Sl, och risken för känd brottsdebut, D1' 1 bägge

Figur 7.1.1 Miljö, skola, kriminalitet

fallen tillkommer nya faktorer, utanför systemet, i skolans fall betecknade ul. Från Sl leder en kausalrelation tillbaka till ett senare värde P2, och på samma sätt för brottsdebut. Det är dessa pilar (från uj och VI till P2) som förvandlar skolbeteende (och känd brottsdebut) från enbart ko-symptoma- tiska fenomen till länkar i en orsakskedja. Situationen är analog med den som diskute- rades i samband med olika miljöbegrepp (avd. 5.4.1).

Ett särskilt intresse tilldrar sig tidiga skol- data (exempelvis betyg) även om de ger ett svagare samband med brottsdebut än uppgif- ter som är samtidiga med debuten. Tidiga data tillåter ett följande av utdifferentie- ringen. Sena data, betyg och lärarskattningar vid eller t. o. ni. något efter debuten, kan å andra sidan inte förkastas som irrelevanta; som framgått av kapitel 5 har det satts i tvivel om unga lagöverträdare ens då är särpräglade i något väsentligt avseende.

Det vore givetvis värdefullt om ett sta- tistiskt test kunde appliceras på sambanden mellan miljödata, skoldata och brottsdebut som tillät att det rent symptomatiska fallet (utan kausal förbindelse mellan skolpresta- tion och senare utveckling) skiljes ut från det som visats i figur 7.1.1. Litteraturen anvisar sådana metoder som bygger på partialkorre- lationer; man prövar exempelvis om korrela- tionen (den statistiska effekten) mellan skol- prestation och senare utveckling består också när miljöfaktorn (socialgrupp, inkomst, före- komst i sociala register etc.) hålls konstanta. Är det förhållandet talar det för en struktur i

enlighet med figur 7.1.1. Skulle partialkorre- lationen bli 0 (eller nära 0) framstår skol- prestation som rent symptomatisk, utan egen kausal betydelse. Olyckligtvis gör obser— vationsfel, grova klassifikationer och andra felkällor att översättningen mellan statistiska fynd och kausal struktur blir betydligt vanskligare och mindre formaliserbar. Av den anledningen har inga försök gjorts att ställa upp multivariata modeller i ekvations- form.

Mätfel är ofrånkomliga var vi än rör oss,i fråga om skoldata tillstöter speciella kompli- kationer som ytterligare begränsar rörelsefri- heten. Det är en tilltalande tanke att bygga på betygssummor, som ger (nära) kontinuer- lig variation, men splittringen på olika under- visningsformer (normalklass, hjälpklass, läs- klass, observationsklass) är stark i B-gruppen och betygen knappast jämförbara. Övergång till högre skolformer betyder mindre men ökar något jämförelsesvårigheterna. Som senare skall framgå har lösningen fått bli att arbeta med grövre och mer kategoriska upp- delningar. Lärarnas skattningar (i enkät och intervju) av pojkarna aktualiserar inte på samma sätt jämförbarhetsproblemet, åt- minstone inte lika öppet.

För både skattningar och övriga skoldata gäller slutligen att det inte varit möjligt att få en så fullständig täckning som i fråga om andra variabler (sociala registerdata). Luckorna är något mindre för lärarskatt- ningarna, de är beklagligt stora för betyg, frånvarouppgifter och uppgifter om under- visningsform och skolform. Flyttningar mel- lan skolor är förklaringen till många av bris- terna. För en viss pojke kan uppgifter finnas från några klasser och saknas för andra, detta sätter en gräns för longitudinella, genom tiden löpande sammanställningar som bygger på uppgifter från flera klassnivåer; man får en addition av bortfall som reducerar mate- rialet väl mycket.

En komplikation som inte kan betecknas som felkälla utan som ett ofrånkomligt och betydelsefullt inslag i bilden, är variation i intelligenskvot, vars konsekvenser för tolk- ningen av skoldata måste diskuteras.

7.2 Intelligensens roll

Variationer i intelligenskvot (IK) kan ses i olika perspektiv av vilka följande kommer att tas upp. IK-variationer har ett samband med kriminalitet som förtjänar kommentar. Man kan därutöver dra en parallell mellan utdifferentieringen med hänsyn till avvikan- de attityder och beteende å ena sidan, fram- växten av IK-skillnader å den andra. IK-varia- tionen hör till de problem som blivit mest ingående studerade och debatterade och något kan finnas att lära från den debatten. Eftersom intelligensskillnader har samband med kriminalitet, och enligt många under- sökningar, med samhällsklass, och med skol- betyg, utgör de en faktor som man i någon form måste räkna med och kontrollera.

Om relationen mellan IK och kriminalitet gäller att den har tvingat kriminologerna att lära om inte en utan två gånger (Hirschi, 1969:111_112). Det fanns en period, nu ungefär ett halvsekel avlägsen då man var övertygad om att låg IK spelade en framträ- dande roll bland orsakerna till kriminalitet. Därefter följde en tid då IK-variationerna sköts i bakgrunden som oväsentlig; vilka skillnaderna mellan lagöverträdare och andra än var så låg de inte på intelligensens områ- de. Forskare som under senare tid stött på IK-skillnaderna igen har därför reagerat med förvåning, man frestas nästan säga indigna- tion, över ett fynd som inte borde visat sig (t. ex. Gibson & West, l970:24—25). Fyndet är emellertid normalt, både för officiellt registrerade unga lagöverträdare, exempelvis hos Jonsson (1967zl99—202) och med själv- deklarerad (och officiell) brottslighet hos Hirschi (1969:113—114); hos Olofsson (19712174—178) framträder ett icke-lineärt samband. Blomberg (19711106—111) före- slår att de genomsnittligt lägre lK-värdena hos ungdomsbrottslingar snarare skall till- skrivas senare mognad än bestående intelli- gensdefekter; man kan tänka sig flera andra bidragande orsaker utanför eller i periferin av den egentliga intelligensfunktionen som delförklaringar: ängslan och spänning i test- situationen, bristande koncentration, effek-

ten av sämre inlärning i skolan, allt mera utpräglat hos unga lagöverträdare än bland ungdom i allmänhet.

Betydelsen av intelligensskillnader och motsättningar mellan olika resultat i den kriminologiska forskningen kan lätt komma att överdrivas på samma sätt som för andra med kriminalitet associerade egenskaper, om man inte ger akt på deras storlek. Det har framgått tidigare (avd. 3.11) att den statistis- ka effekten är svag, det skall dock tilläggas att den består även om man kontrollerar för stratumtillhörighet (socialgrupp, familjetyp, typ av bostadsområde). Differensen går åt samma håll i 7 av de 8 strata, vilket innebär ett statistiskt säkerställt utslag (jmf. avd. 6.5).

Det är nödvändigt att utföra denna kon- troll eftersom föräldrars status har ett sam- band med barnens intelligenskvot, sådan den mätes med konventionella test, exempelvis det i klientelundersökningen använda Ter- man—Merrill-testet. Ett sådant samband kommer regelbundet fram i studier av intelli- gensskillnader, dess otvivelaktiga teoretiska intresse har i diskussionen kommit att skym- ma undan det faktum att det också i allmän- het är av måttlig styrka. [ klientelundersök- ningens Kontrollgrupp (ostandardiserad) fal- ler endast omkring 7 % av totala variansen på mellan-stratakomponenten (avd. 3.11), de värden som publicerats av Jonsson och Käl- vesten (l964:122—124) ger approximativt (beräknat på grundval av de publicerade värdena) 9 % av totala variansen mellan de 3 socialgrupperna. Data från den amerikanska teststandardiseringen (McNemar, 194258) ger för åldersintervallet 10—14 år 14% av totalvariansen mellan 7 yrkesmässigt bestäm- da strata.

Innan vi går över till en granskning av konsekvenserna av samband på den nivån kan det vara instruktivt att se på intelligens- skillnadernas uppkomst som en avlägsen men dock parallell till uppkomsten av en livshåll- ning, beteende och attityder som predispo- nerar till kriminalitet. lK—differensemas framväxt är bättre dokumenterad, vi behöver här varken ta ställning i arv-miljödebatten

eller till frågan om intelligensens uppövbar- het med speciella åtgärder. Under vanliga förhållanden visar intelligenskvoten en bety- dande, men ej perfekt stabilitet från inträdet i skolåldern och framåt. Med tidsintervall på 4—5 år mellan mätningarna, den första i åldern 7—8 år, rapporteras korrelationer om- kring 0,70—0,80 (Bloom, 1964:66—67). Intelligenskvoten är ett exempel på en posi- tion eller beskaffenhet som i allmänhet änd— rar sig obetydligt. Den påverkar senare be- teenden, i viss mån kriminalitetsrisk, starkare skol— och yrkesframgång. Utdifferentieringen kommer tidigt, men något bestämt svar på frågan vilka miljöinflytanden som bestämt utfallet får vi inte. Vi har nyss sett att endast en mycket begränsad del av variationen kan återföras till sådana strukturella miljökatego- rier som föräldrars sociala position. Det re- sultatet bevisar inte nödvändigheten av en genetisk (i betydelsen arvsbiologisk) tolk- ning, det är högst troligt att greppet på miljön varit för osäkert. Men samma osäker- het får man räkna med vid förklaringen av en deviant personlighets- och beteendeutveck- ling, med den skillnaden att mätbarhet och dokumentation är vida sämre. Sammanfattningsvis: intelligensnivå, be- stämd med ett konventionellt test, har ett relativt svagt samband med hemmets karak— tär, bestämd genom stratifieringsvariablerna socialgrupp, familjetyp och bostadsområde, och likaledes ett relativt svagt samband med risk för officiellt registrerad brottsdebut. Till möjligheten att variationer i intelligensnivå förklarar, eller kan ha påverkat andra sam- band, får återkomma, men redan nu kan den slutsatsen dras att intelligensvariationernas förklarande, eller störande, inverkan i all- mänhet måste bli liten, och att invecklade och tidsödande kontroller i form av kon- stanshållande, multivariat analys, eller räk- nande av partialkorrelationer är mindre nöd- vändiga. Två typfall kan urskiljas, och berö- ras med några ord utan formell bevisföring. I det första misstänker man att en obser- verad relation mellan intelligenskvot och nå- gon annan variabel, säg skolbetyg, i själva verket återgår på bägges beroende av hem-

mets sociala och ekonomiska standard; om inte denna tredje faktor hade funnits, och gett variation både i fråga om IK, och i fråga om skolresultat, skulle korrelationen mellan de två andra blivit obetydlig. Genom kon- stanshållande av social nivå eller stratum kan hypoteser prövas ungefär så som vi prövade om relationen mellan IK och kriminalitet bestod. Av det svaga sambandet mellan so- cialgrupp, familjetyp etc. och intelligenskvot följer att konstanshållandet inte kan förvän— tas leda till några radikala omvärderingar av den observerade korrelationen, exempelvis lK-betyg. Det skall på nytt sägas att detta inte innebär ett avfärdande av en miljöteori i generell mening.

Det andra typfallet är kanske väsentligare inom ramen för en kriminologisk undersök- ning. Man kan tänka sig att intelligensvaria- tioner, långt ifrån att i sig vara oväsentliga, är det enda sättet på vilket tidiga miljöinflytan- den, och hemmets sociala, ekonomiska och kulturella nivå (resurser i vidare mening) kan verka på kriminalitet; intelligensvariationer- na bildar en nödvändig länk i en kausal kedja från miljö till brottsdebut. Så extremt for- mulerad bär hypotesen ihög grad osannolik- hetens prägel men den kan mildras, man kan föreställa sig att en betydande del av infly- tandet går denna väg. Emellertid sätter också här de svaga korrelationerna social nivå—IK, och IK—brottsdebut, snäva gränser för vad som kan förklaras på det viset. Den effekt man kan vänta sig av tidig miljö på brottslig- het om den exklusivt förmedlas av IK-varia- tion, blir en produkt av de två svaga korrela- tionerna, alltså ett ytterligare försvagat sam- band. Intelligensskillnader ärinte en tillräck- ligt stark länk, eller bred kanal, för att kunna förmedla ett starkt inflytande. Andra vägar måste leda från miljö till kriminalitet, paral- lellt med IK-skillnaderna. Det är inte desto mindre en intressant fråga om skolväsendets utbyggnad, den förlängda skolgången och stegrade krav på utbildning kommer att miss- gynna barn med svag begåvning mer än förut. Skolframgång och skolmisslyckande kan bli mer avgörande än de varit under en tidigare epok. Med stor sannolikhet måste

personlighetsegenskaper av annat slag än be- gåvning betyda mer, exempelvis bristande koncentrationsförmåga, motorisk oro, svårig- het att planera och kontrollera sitt eget beteende för långsiktiga mål. Det material som används här kan endast mycket ofull- ständigt belysa den sidan, man kan hoppas på hjälp från pojkintervjun, uppgifter från modern och de personlighetspsykologiska momenten i undersökningen.

7.3 Skolresultat

Närmast följer en redovisning av skolresultat i debut- (B) grupp och Kontroll- (K) grupp för klasserna 3—6. Tilltagande splittring på olika skoltyper efter 6:e klassen gör det meningslöst att följa utvecklingen längre framåt. Den period som täcks ligger före debuten för flertalet pojkar, 2/3 debuterar senare än 6:e klass (jämför avd. 3.7). Betygs- uppgifter har samlats in för varje klass och pojke, om pojken gått om klassen avser de första året. Ett genomsnittsbetyg iläsämnen finns tillgängligt och kan användas för att bedöma skolresultatet. Emellertid går många pojkar i B-gruppen i specialklass, främst läs- och hjälpklass, och i viss utsträckning obser- vationsklass. Det är knappast möjligt att använda betyg från olika undervisningsfor- mer som om de vore ekvivalenta, lösningen har fått bli en kombination av två bedöm- ningsgrunder, specialklass eller ej, betygs- medeltal om pojken går i normalklass. I sista hand har gjorts en tu-delning i undernormal och normal skolprestation, till den förra kategorin har förts pojkar i specialklasser samt med låga betyg i normalklasser, till den senare kategorin pojkar med högre betyg i normalklasser samt de enstaka som går i högre skolform (realskola). Att föra samman läs-, hjälp- och observationsklasser till en grupp (”specialklasser”) är något av en god- tycklighet och gör säkert våld på förhållan- dena i enskilda fall. Utfallet, den statistiska effekten, får utgöra metodens legitimation; det bör särskilt noteras att läsklassplace- ringarna är den största andelen av special- klasserna och att det finns flera tecken som

tyder på att de har något gemensamt med andra former av specialklass, bl. a. en iakttag- bar rörlighet mellan läsklass, hjälpklass och observationsklass. För prestationen i normal- klass kan gränsen, betygsmässigt, dras olika, och vissa försök har Iorts med varierande lägen.

Som tidigare aviserats finns det ett inte obetydligt bortfall, individuellt och till totalt omfång något skiftande från klass till klass. En kontroll har 'om på data från klass 6 för att utröna orn bortfallet är selektivt och verkar snedvridande. I K-gruppen saknas uppgifter för 8 av 95 pojkar, i B-gruppen för 14 av 192. Genomsnittliga intelligenskvoten i bortfallet visar sig ligga mycket nära respek- tive medeltal, de 8 K-pojkarna hade en ge- nomsnittlig IK på 111,5, de 14 B—pojkarna på 106,1. Så långt som resultatet för oss ger det ingen anledning att vänta en kraftig snedvridning genom att uppgifter saknas, men de kommande resultaten får tolkas med något större försiktighet än tidigare anförda.

I tabell 7.3.1 visas utfallet för klasserna 3—6. Gränsen mellan subnorrnal och normal skolprestation har dragits vid ett genom— snittsbetyg på 2,5; mellan B och Ba enligt äldre systern. Gränsen är så lagd att en klar majoritet av Kontrollgruppens pojkar kom- mer över gränsen också före standardisering, för B-gruppen blir resultaten annorlunda.

Standardisering för K (kontrollgruppen) har utförts i enlighet med den metod som beskrivits i avdelning 3.11; pj/PO betecknar relativ risk, risken i den angivna kategorin med undernormal skolprestation i relation till genomsnittsrisken (avd. 3.3). Relativa

Tabell 7.3.1 Skolprestation (betyg-special- klass) klasserna 3—6 i debutmaterial (B) och kontrollmaterial (K)

% specialklass eller B K Pj/PO

betyg under 2,6 ___"— Direkt Stand.

3ze klass 59,2 32,5 32,1 1,84 4:e klass 62,6 30,6 29,5 2,12 5:e klass 72,3 32,6 30,4 2,38 6:e klass 69,1 32,2 28,7 2,41

risker är beräknade på standardiserade vär- den för K-gruppen. Uttryckt i ord, tar man ut pojkar med undernormal skolprestation i klass 3 är risken för brottsdebut 1,84 gånger genomsnittsrisken, bland pojkar med samma låga prestation i klass 6 2,41 gånger genom- snittsrisken. Den statistiska effekten stiger obetydligt mellan 5:e och 6:e klass. Det framgår av nivådiagrammet (fig. 7.7.1) att sambanden har en styrka i stort sett varieran- de mellan M3 och M4 (för diskussion av metoden hänvisas till kap. 4).

Som nämnts kan man dra den betygsmäs- siga gränsen annorlunda, exempelvis vid genomsnittsbetyget 2,0, vilket innebär att en mindre andel av debutmaterialet, och endast omkring 10 % av kontrollmaterialet kommer i kategorin låg skolprestation. Sambandets styrka, mätt i nivådiagrammet, ändras emel- lertid inte nämnvärt. Detsamma gäller om vi prövar den mest exklusiva definitionen av ”låga skolresultat”, att gå i specialklass, med alla i normalklass, oavsett betyg, i den andra kategorin. Specialklasselever är kraftigt över- representerade i B-gruppen; i 5:e klass, för att ta ett exempel, är procenttalet mellan 4 och 5 gånger så högt som i K-gruppen (där Specialklasselever är sällsynta, under 5 %). Ej heller på det sättet uppnås en starkare effekt (snarare blir den svagare) och inget är vunnet med förändringen.

Skillnaden mellan det direkta (ostandardi- serade) och standardiserade värdet i K- (kon- troll) gruppen enligt tabell 7.3.1 avspeglar i grova drag stratifieringsvariablernas samband med skolprestation. Genom att strata som är överrepresenterade i B- (debut) gruppen och därmed i K- (kontroll) gruppen har något lägre skolprestation än andra strata, kommer den ostandardiserade K-gruppen att ge en högre andel med undernormal skolpresta- tion. Standardiseringen rättar till detta, men differenserna mellan ostandardiserat och standardiserat värde är överraskande små. Tabellen ger så till vida inget stöd för tanken på ett starkt samband mellan socialgrupp, familjetyp och bostadsområde å ena sidan och skolresultat å den andra.

Det finns många andra sätt att mäta skol-

resultat, och anpassningen i skolan, och någ- ra kommer att behandlas i senare avdel— ningen av detta kapitel. Redan här bör kvar- sittningen som alternativt eller komplette- rande kriterium nämnas. Ingen särskild hän- syn har tagits till kvarsittning i den indelning som ligger bakom tabell 7.3.1; kvarsittning är ganska ovanlig, också i B-gruppen, och den förefaller inte att kunna ge mycket utöver det man får fram ur betygsmedeltal, som tillåter urskiljandet av grupper med svag skolprestation. Emellertid gjordes en särskild sammanställning av kvarsittningen, och poj- kar med någon kvarsittning i klasserna 3—6 skildes från pojkar utan någon kvarsittning samma period. Den i avdelning 7.1 nämnda additionen av defekter i materialet leder till att endast 171 B-pojkar och 82 K-pojkar kan följas genom hela perioden. Av dessa hade 11% av B-pojkarna och omkring 1% av K-pojkarna suttit kvar någon gång, de låga frekvenserna gör det vanskligt att beräkna relativa risker, men den statistiska effekten förefaller inte starkare än med det nyss använda kriteriet på skolresultat, och nyttan av en indikator som endast ger utslag för 10 % av B-gruppen, kan betvivlas.

Vi kommer så åter till intelligensvariatio- nernas roll, behovet att hålla intelligenskvo— ten (IK) konstant eller under kontroll. Det kan först konstateras att det finns ett sam- band mellan IK och skolbetyg. Det har prövats på kontrollmaterialet, 4 pojkar i specialklass har fått uteslutas, vilket lämnar kvar 81 pojkar, betygen är från 4:e klass. Korrelationen (produktmoment) blir + 0,66, vilket snarast är i den övre delen av interval- let för de samband som rapporterats i littera- turen; för oselegerade grupper anges korrela- tioner mellan 0,50 och 0,60 som vanliga (Svensson, 1971 :8). Det är möjligt att korre- lationen skulle förskjutas något genom stan- dardisering av produktmoment och varianser men denna något omständliga operation har fått anstå.

Vi kan följaktligen vänta oss att en delav debutgruppens underlägsenhet i avseende på skolprestation skall kunna återföras på dess lägre genomsnittliga IK, frågan är hur stor

del. Man kan för ändamålet använda en teknik (s.k. indirekt standardisering) som utgår från sambandet lK-nivå/skolprestation i K-gruppen och med dess hjälp bestämma den förväntade andelen B-fall med låg skol- prestation, den andel som skulle föreligga om inget annat än intelligenskvot bestämde skolresultatet i B-gruppen jämfört med K- gruppen. 1 K-gruppen hålles 4 lK-nivåer isär (under 95, 95—109, 110—129, 130 och över), för varje nivå bestämmes andelen poj- kar i specialklass eller med betygsgenomsnitt under 2,6. Dessa IK-specifika frekvenser kombineras med den kända fördelningen av B-gruppen i avseende på IK. Av de 30 K- pojkarna med IK 95—109 hade 12 låg skol- prestation, dvs. 40 %, det finns 73 B-pojkar på samma lK-nivå, och vi förväntar oss att 40 % av 73, eller 29, skall ha låg skolpresta- tion, på sarnma sätt beräknas väntade värden för de andra IK-nivåerna. Det bör påpekas att K-gruppen inte har standardiserats utan har den stratafördelning (socialgrupp etc.) som svarar mot B-gruppen. Betygen avser 4:e klass, 85 K-pojkar och 179 B-pojkar ingår i denna bearbetning. Resultatet framgår av tabell 7.3.2 som visar det väntade och obser- verade antalet pojkar med låg skolprestation.

Det visar sig att skillnadeni IK—fördelning mellan debutantgrupp och kontrollgrupp ger anledning förvänta en andel med låg skol- prestation som är ungefär 10 procentenheter högre än i kontrollgruppen, men att den faktiskt observerade differensen är mer än 30 procentenheter. Intelligens (kvot) -skill- nader förklarar i denna mening endast en mindre del av B-gruppens skolmässiga under- lägsenhet.

Tabell 7.3.2 Väntad och observerad andel med låg skolprestation i debutmaterial (B) och kontrollmaterial (K)

Procent B, väntad med hänsyn till lK—fördelning 41,0 B, observerad 62,6 K, (ostand) observerad 30,6

7.4. Några alternativa mått pa" skolprestation

Uppgifter över kvarsittning som indikator på skolresultat har redan diskuterats i föregåen- de avdelning. Det finns några andra möjlig- heter att operera med officiellt tillgängliga uppgifter (de särskilda lärarenkätema tas upp i nästa avdelning) som kräver någon kommentar. Hit hör framför allt betyg i ordning och uppförande och frånvarouppgif- ter. De ger utslag i samma riktning och av ungefär samma storlek som det nyss behand- lade måttet (betyg och undervisningsform); det har under sådana förhållanden ansetts onödigt med tabellmässiga redovisningar. 1 6:e klass har något över 10% av kontroll- materialet (ostandardiserat) nedsatt betyg i endera ordning eller uppförande, eller bägge, detsamma gäller en dryg tredjedel av debut- materialet, en statistisk effekt något över nivå M»; i ett nivådiagram. Likaledes i 6:e klass finns någon frånvaro utan giltigt förfall antecknad för knappa 4 % av kontrollmate- rialets pojkar, för något över 20 % av debu- tantmaterialet. Effekten ligger på nivå M4, men skolkets roll kommer tydligare fram i lärarskattningarna, till vilka vi strax kommer. Omfattningen av frånvaro med giltigt förfall visar endast ett mycket svagt samband med brottsdebut, ett överraskande resultat efter- som man kunnat vänta sig att både reell sjuklighet och som sjuklighet maskerat skolk skall vara vanligare bland pojkar med ten- dens till kriminalitet.

Det kan slutligen nämnas att vissa försök har lorts att avläsa brottsdebut i skolbety- gens förändringar men med något oklara resultat. Pojke för pojke (i B-gruppen) kan man jämföra betygsnivå före debuten, exem- pelvis läsåret före, med det läsår under vilket debuten inföll. Just den jämförelsen ger inget distinkt resultat, uppåtgående betyg förefaller ungefär lika vanliga som de vänta- de nedåtgående att döma av en bearbetning av en del av materialet (provundersöknings- fasens). En differens i den väntade rikt- ningen är något tydligare om man jämför debutårets betyg med dem som gavs två år tidigare vilket kan vara rimligt, eftersom

officiellt registrerad debut naturligtvis ofta föregåtts av icke registrerad kriminalitet. Någon stark, och i de enskilda fallen entydig effekt är det fortfarande inte tal om, och luckorna i betygsserierna försvårar analysen, som emellertid kan vara värd att ta upp på ett fullständigare betygsmaterial.

7.5. Lärarskattningar

Skriftliga lärarskattningar insamlades för både debut- (B) och kontrollmaterial (K), de avsåg dels ett antal beteenden och egenska- per som direkt framträder i skolarbetet (intellektuella förutsättningar, skolpresta- tion, läs- och skrivsvårigheter, uppmärksam- het/koncentration, ambition, anpassning i skolan, ordningssinne, anpassning till be- stämmelser), dels mera generella personlig- hetsdrag (exempelvis känslomässig balans, aggressivitet) och aspekter på kamratrelatio- ner. Den skriftliga skattningen (enkäten) kompletterades med muntligt insamlade uppgifter i huvudsak gällande personlighets- utveckling men också—skolk och förekomst av stöld eller snatteri. I fortsättningen disku- teras skattningarna av skolbeteende; de per- sonlighetsmässiga bedömningarna torde bäst komma till sin rätt i kombination med andra psykologiska data och förbigås här.

Preliminära bearbetningar av enskilda skattningar gav differenser mellan B- och K-grupper i väntad riktning och av samma storleksordning som andra skoldata. Det har därför ansetts försvarligt att skapa ett sam- manfattande mått som kan väntas ge mindre fel i de individuella observationerna och dessutom förenkla bearbetning och presenta- tion. Följande variabler ingår, var och en med en femgradig skala med extrempositio- nerna angivna i parentes.

(1) Skolprestation (avsevärt mycket säm- re än begåvningsmässiga förutsätt- ningar — skolbetyg högt över intelli- gensnivån) (2) Uppmärksamhet och koncentrations- förmåga (mycket ouppmärksam och lätt distraherad — alltid uppmärksam)

(3) Anpassning i skolan (påtagliga svårig- heter med anpassning och trivsel _ anpassar sig och trivs mycket bra) (4) Ordningssinne (synnerligen slarvig — utpräglat ordningssinne) (S)Anpassning till skolans bestämmelser och föreskrifter (sätter sig ständigt över bestämmelser — ängsligt noga att följa bestämmelser) Det bör understrykas att skolprestationen skulle bedömas så att även en intellektuellt svagt utrustad elev kunde få högsta skatt- ningen, vilket uttryckligen framhölls i enkät- formuläret. Några motsvarande stipulationer gjordes naturligt nog inte för de andra va- riablerna men det är möjligt att lärarna mer generellt tog en viss hänsyn till intellektuella förutsättningar; som vi strax skall se talar resultaten härför.

Att till ett index föra samman mätvärden på egenskaper som nominellt och enligt instruktionerna inte är identiska (uppmärk- samhet, ordningssinne etc.) medför också ett visst informationsbortfall, mindre ju starkare interkorrelationerna är mellan de ingående delvariablerna (skattningarna). Korrelations- nivån har bestämts med en förenklad meto- dik, och på basis av K- (kontroll-) gruppen. Med 5 skattningsvariabler, alla femgradiga, och ett index bildat genom enkel addition får summan, skattningsindex, de teoretiska gränserna 5 och 25; den faktiska variations- vidden är nästan lika stor. Variansen (02) är något över 10 poäng, medeltalet 15,3 poäng. De 5 ingående delvariablerna har varianser mellan 0,52 och 0,90. Vore de inbördes helt okorrelerade skulle variansen för skattnings- index (summan) vara 3,4. Den större obser- verade variansen för index pekar på interkor- relationer mellan delvariablerna av storleks- ordningen + 0,50. Man kan beräkna ett slags genomsnittskorrelation, med produkten av de ingående variablernas standardavvikelser som vikt, den blir + 0,52. Det kan därför anses försvarligt att arbeta med index men det är möjligt att något också skulle vinnas med ytterligare bearbetningar av enskilda delvariabler, en arbetsuppgift som måst läm- nas åsido.

30

20

10

'5— 17-T9- n- A13-.15—I17- 19- 21— 233 Index

Figur 7.5.1 Fördelning av debutmaterial (B) och kontrollmaterial (K) i avseende på skattningsindex

Fördelningarna för debut- och kontroll- materialen framgår av figur 7.5.1. Standardi- sering av K-gruppen leder som vanligt till en förskjutning mot gynnsammare värden, i det- ta fall högre värden på skattningsindex, från 15,3 stiger medeltalet till 15,8. Av den totala variansen på 10,3 är 17 % mellan-strata- varians (signifikant på 5 %—nivån), där strata är de sedvanliga 8 avgränsade med social- grupp, familjetyp och typ av bostadsområde (avd. 3.2). Även varianser och varianskompo- nenter kan standardiseras, gör man det stiger andelen mellan strata till 19 % av den totala variansen (som sjunker något, till 9,1).

I belysning av den ringa andelen förklarad varians med andra indelningar kan 17—19 % inte anses lågt. Separerar man de tre indel- ningsgrunder som ligger bakom strataindel- ningen och fastställer först skillnaden i skatt- ningsindex mellan socialgrupp I+ II och 111, utan hänsyn till familjetyp och bostadsområ- de, och sedan skillnader mellan hel och splittrad familj, utan andra hänsyn, eller mellan hög— och lågriskområden, blir det klart att det är familjetypen som fäller ut- slag, med en medelskillnad i avseende på skattningsindex på 2,4 mot 0,3 för social- grupp och 0,9 för områdestyp. Till ett lik- nande resultat kom Huse'n m.fl. (1959: 90—91) med skattningar på skolanpassning, inga socialgruppsskillnader framträdde gene- rellt.

Mera överraskande är den närmast obe- fintliga korrelationen mellan intelligenskvot och de till skattningsindex sammanfattade läraromdömena (r = 0,17). Visserligen var lärarna som nyss nämnts ombedda att för en av de ingående variablerna försöka se till att varierande begåvning inte påverkade omdö- met, men en starkare korrelation med index var väntad. Det avviker i det avseendet radi- kalt från skolprestation värderad betygsmäs- sigt med dess påtagliga korrelation med IK (avd. 7.3). Överhuvud förefaller skattnings- index att vara en intressant variabel som inte ger de stereotypa sambanden med andra variabler.

Jämför vi debutmaterial och kontroll- material i avseende på skattningsindex är emellertid utslaget i väntad riktning och i styrka jämförbart eller möjligen något över- träffande skolprestation enligt tidigare defi- nition, betyg och undervisningsform (tabell 7.5.1).

Tabellen visar andelen med låga värden, dvs. mindre god skolanpassning, efter två olika avgränsningar. Den mera extrema gränsdragningen 5—11 poäng ger högre rela- tiv risk men inplacerad i nivådiagrammet är detta ett svagare samband än den mindre extrema avgränsningen 5—14 poäng, den se- nare ligger över nivå M4. Som hjälp har i diagrammet (fig. 7.7.1) lagts in en ny nivå- linje MS, den svarar mot det fall att deviant grupp skiljer sig från totalbefolkning 1,25 standardavvikelser, dvs. serien Ml—M4 i fi- gur 4.3.1 har fortsatts med ännu ett par av övertäckande kurvor, ytterligare något mer utdifferentierade från varandra (fig. 7.7.2).

Tabell 7.5.1 Skattningsindex i debutmate— rial (B) och kontrollmaterial (K). Procent

3 K Pj/Po

Direkt Stand.

Skattningsindex5-1138,0 13,3 9,0 4,2 Skattningsindex 5—14 73,0 31,1 26,4 2,7

(N = 189) (N = 90)

2 7

7.6 Skolk och kriminalitet enligt lärarskatt- ningar

I den muntliga lärarintervjun fick lärarna göra en bedömning av förekomsten av skolk på en femgradig skala, där lägsta värdet, ], gavs när pojken ansågs skolka vanemässigt och långa tider i sträck eller minst en dag i veckan. Högsta värdet, 5, gavs åt pojkar med mönstergill närvaro och punktlighet. Skatt- ningarna kan begagnas för att komplettera den bild som de officiella frånvarouppgifter- na ger. Det visar sig att den bästa avgräns- ningen är mellan dem som får högsta bety- get, och resten, inklusive fall av sporadiskt skolk.

Någon standardisering har inte företagits här, relativa risken (p-/p0) är inte desto mindre hög och effekten (i detta fall netto) svarar ungefärligen mot nivå MS"

En uppgift som har tagits till vara är lärarens bedömning av förekomst av stöld eller snatteri från pojkens sida. Det vore att driva metodiken in i det absurda att använda ett samband som förklaring till brottsdebut; att läraren avger en skattning som pekar på förekomst av stöld betyder i första hand ingenting annat än att han vet om eller har på känn att pojken har benägenhet för lag- brott, på annat sätt manifesterad genom det officiellt registrerade debutbrottet. Men gra- den av kunskap eller vetskap hos läraren, och därmed skolan, är ett viktigt datum, både när man vill överväga skolans positiva roll i förebyggande arbete, och dess möjliga negativa roll genom eventuellt för stark reak- tion eller stigmatisering.

Olyckligtvis blev det nödvändigt att ändra tekniken något mellan prov- och huvudun-

dersökningsfasen, i den senare gjordes endast en bedömning i kategorierna förekomst, ej förekomst (i provundersökningen användes den sedvanliga skalan med 5 steg). Vi får begränsa oss till huvudundersökningen. Re- sultatet är mycket slående, för 93 av 143 brottsdebutanter (i 7 fall saknas uppgift) anger läraren förekomst av stöld, dvs. i 65 % av fallen, men endast för 2 av 44 pojkar i kontrollgruppen (uppgift saknas i 9 fall), dvs. något under 5 %. Lärarna har i mycket stor utsträckning på känn vad som är på gång (de fick givetvis inga ledtrådar från Klientel- undersökningen). Skolan är inte i majorite- ten av fall okunnig om vad som har hänt, när det har hänt. I hela lärarintervjumaterialet arbetar vi under den självklara betingelsen att komma i efterhand, när debutbrottet och vad som kan ha föregått debutbrottet men inte blivit registrerat hos polisen, är ett faktum.

7.7. Äterfall och skoldata

Liksom fallet var med familjemiljö har man anledning pröva om skolprestation och skol- anpassning ger klarare utslag om de ställs mot återfall i debutantgruppen, eller annor- lunda uttryckt, om den statistiska effekten av skoldata blir starkare sedan ur debutant- gruppen avlägsnats pojkar som endast begått debutbrottet och sedan veterligen inte över- trätt lagen till 21-årsdagen (jmf. avd. 6.9 och 4.4). På nytt görs därför en åtskillnad mellan

Tabell 7.7.1 Skolprestation, skattningsindex och återfall i debutmaterialet

(a) Skolprestation Ej återfall Äterfall Betyg 2,6 och högre 28 39 Tabell 7.6.1 Skolk enligt lärarintervjun i de- åpecialklåss 6211? 2 87 butmaterial (B) och kontrollmaterial (K). etyg un er ' _l——— 49 126 Procent x2 = 10,2 p (.01 B K ' Direkt pJ/po (b) Skattningsindex Ej återfall Äterfall Poäng 15 och högre 23 28 Skanning 1—4 50,8 11,9 4,27 Poang under 15 M Skattning 5 49,2 88,1 50 133 100,0 100,0 x2 = 11,2 p (.001 SOU 1972:76 83

.10 .20

(1) Skolprestation 3:e klass (2) Skolprestation 4:e klass (3) Skolprestation 5:e klass (4) Skolprestation 6:e klass (5) Skattningsindex

.30 .40 .50 Kumul. n.

(6) Nedsatt betyg ordning eller uppförande 4:e klass (ostand.) (7) Skolk enligt lärarintervju (ostand.) (8) Skolprestation 4:e klass — återfall (9) Skattningsindex — återfall

Figur 7. 7.1 Skoldata: Nivådiagram

pojkar som återfallit och pojkar som inte återfallit. Både skolprestation enligt betyg och undervisningsform i 4:e klass (jmf. tabell 7.3.1) och lärarskattningar sammanfattade till ett skattningsindex (jmf. tabell 7.5.1) prövas mot återfallskriteriet. För vardera undersöks dels om det finns en säkerställd skillnad mellan återfall och ej återfall, dels hur återfallen skiljer sig från den totala befolkningen (standardiserad kontrollgrupp).

Tabell 7.7.1 sammanfattar resultatet för bägge variablerna och är en parallell till tabell 6.9.1 där stratifieringen och belastning enligt registerdata prövades.

Pojkar med låga betyg (placering i special- klass), eller låga skattningsvärden, återfaller oftare än pojkar med gynnsamma skolresul- tat, skillnaden för bägge indikatorerna på Skolframgång statistiskt säkerställd.

Det betyder att pojkar som återfallit skil- jer sig mera markerat från totalbefolkningen

sådan den approximeras med det standardi- serade kontrollmaterialet, dvs. den statistiska effekten av skolvariablerna blir starkare om de används för att studera utdifferentie- ringen av ett material av pojkar som dels debuterat före 15 års ålder, dels återfallit

Figur 7.7.2 Nivåerna M4 och M5 som övertäckande fördelningar. Jmf. figur 4.3.1.

minst 1 gång före 21 års ålder. I nivådiagram- met (figur 7.7.l) kan den starkare effekten avläsas genom jämförelse med tidigare nådda resultat, diagrammet samlar information från hela kapitel 7.

7.8 Äterblick på skoldata

Det väsentliga i analysen av skolresultat och skolanpassning bland pojkar som blivit kän- da för brott ligger inte i förekomsten av dåliga skolresultat, det faktum att debut- materialet har lägre genomsnittsbetyg, större andel i specialklass, större skolkbenägenhet osv. Ingen har väntat sig annat, i kvalitativ mening är den effekten väl belagd i litteratu- ren. Här som eljest börjar den egentliga arbetsuppgiften med detta konstaterande, frågan gäller nu den statistiska effektens styrka, och dess kausala tolkning.

Många av de resultat som här lagts fram har paralleller i en uppföljning av en grupp skol— barn först uttagna i tioårsåldern år 1938 i Malmö (Husen, 1969). Förekomst av straff- registerbrott fastställdes och sattes i samband med skolresultat m.m. Bland pojkarna i Malmö är genomsnittsrisken (Po) att bli känd i Straffregistret 0,10, alltså den dubblajämfört med debutrisken (före 15 år) i Stockholm. Den högre risken försvårar i någon mån jäm- förelser, en övergång till sammanställning brottsgrupp — restbefolkning snarare än brottsgrupp — totalbefolkning, kan vara för- svarlig. Man finner statistiska effekter av skol- indikatorer (hjälpklass, lärarskattningar etc.) som inte skiljer sig mycket från dem som kan påvisas i Klientelundersökningen. Med nivå- diagrammen som referenssystem blir samban- den något svagare i Malmö trots att förekomst i Straffregistret kan anses relativt gravt. Möj- ligen beror detta på att tidig debut ej varit ett kriterium i Malmö och att tidsavståndet mel- lan mätning och utfall är större.

Av de internationellt kända kriminolo- giska undersökningarna har makarna Gluecks (Glueck & Glueck, 1950: kap. 12) ovanligt detaljerad och mångfacetterad information om skolan (liksom flera andra aspekter på de undersökta pojkarnas situation). Författarna

betonar skolans roll som prov på anpass- ningsförmåga i en miljö där strikta regler ställs upp och genomdrivs av en annan auktoritet än föräldrarna. I deras undersök- ning var brottsgrupp och kontrollgrupp matchade också i avseende på allmän intelli- gens, vilket gör deras resultat så mycket mera anmärkningsvärt. Effekterna är ofta mycket starka, långt starkare än de som kunnat beläggas för det stockholmska debu- tantmaterialet jämfört med ett kontrolhnate- rial. Allvarligt eller upprepat störande be- teende (”seriously or persistently mis- behaved”) visar 96 % i deras B-grupp, 17 %i K-gruppen (Glueck & Glueck, l950:146), påtaglig är den negativa attityden bland de- ras B-pojkar, de ger mycket oftare uttryck för ”violent dislike for school, resentment at its restrictions”. (Glueck & Glueck, 1950: 153). Lika markerad är tendensen att skolka, 95 % i B-gruppen och 11% i K-gruppen enligt den amerikanska undersökningen (Glueck & Glueck, l950:148). Ungefär sam- ma siffror läggs fram av Jonsson (1967:206) på basis av Skå-material, 82 % av pojkarna kunde beskrivas som ”more or less habitual truants”, motsvarande värden för pojkar dragna ur totalbefolkningen är mycket låga, högst några procent.

Både makarna Glueck och Jonsson arbetar med pojkar som är betydligt mer belastade i avseende på brottslighet än vad debutanterna i allmänhet är, och deras pojkar är eller har varit institutionsplacerade. Man kan därför vänta sig svagare effekteri Klientelundersök- ningens egna data. Den allmänna förväntan, grundad i teoretiska överväganden som diskuterats i kapitel 5 och avdelning 7.1,var dock att de statistiska sambanden mellan kriminalitet och skolbeteende, eller skol- resultat, skulle bli starkare än för rena yttre miljöfaktorer, samtidigt som skolvariablerna var något mer tvivelaktiga ur kausal syn- punkt. Just att de kunde ses som symptom på eller står i växelverkan med avvikande beteende, talar för att de är goda indikatorer om också inte fullt lika goda förklaringar.

I någon mån har förväntningarna infriats, effekterna blir en nyans starkare än de som

framträdde vid studiet av familjemiljö med registerdata (jmf. fig. 7.7.1 och fig. 6.4.1, 6.8.1). Men någon avgörande skillnad är det inte tal om. Den beteendemässiga utdifferen- tieringen som kan spåras i skoldata någon tid före debutbrottet, såg i 4:e klass, når inte över den nivå vi tidigare rört oss på. Man kan ställa upp regeln 2/3—1/3 som en enkel sammanfattning på undersökningen av skol- prestation (normalklass/specialklass och be- tygsmedeltal), dvs. 2/3 1 debutmaterialet och 1/3 av kontrollmaterialets pojkar nådde inte upp till den godtyckliga gräns för "normal” skolprestation som ställdes upp (betygsme- deltal 2,6 eller högre i normalklass). Det är en avsevärd överrepresentation av B-pojkar (debutanter), men nära 1/3 av K-pojkarna (kontrollmaterialet) ligger också på fel sida av gränsen. Sänker vi gränsen hamnar färre K—pojkar, men därmed också färre B-pojkar, mindre än 50 %, i den nedre kategorin, ”undernormal skolprestation”.

Det finns flera förklaringar till den fortfa- rande måttliga utdifferentieringen. Skolbe- tyg och andra skoldata kan vara dåliga mäta- re på pojkarnas beteende i allmänhet, och t. o. m. beteendet i skolan, och utdifferentie- ringen kan vara begränsad i verkligheten, bl.a. därför att B-gruppen är alltför hetero- gen, innehåller många pojkar utan allvarliga- re kriminellt beteende. Mot den senare tolk- ningen talar den höga återfallsrisken, men den får såtillvida stöd som sambandet stiger när de som inte återfaller rensas bort. Man har därmed tagit ett första steg mot de starkt belastade utländska och svenska material som nyss ställdes upp som jämförelsepunkter och som visade avsevärt mycket starkare samband med skoldata.

Går vi emellertid tillbaka till debutmate- rialet i ursprungligt skick kvarstår att indi- cierna än så länge pekar på en grad av utdifferentiering av brottsdebutanter strax före debuten som är långt ifrån fullständig; den innebär endast en mycket måttlig grad av förutsägbarhet. Innebörden av ett sådant fynd kommer att diskuteras i ett avslutande kapitel, det måste under alla förhållanden verifieras med hjälp av andra delar av under-

sökningen, de socialpsykologiska, psykiatris- ka och psykologiska avsnitten, som alla kan ge väsentliga bidrag till frågan. Skulle resulta- tet stå sig får det konsekvenser av både teoretisk och praktisk natur, och är såtillvida inte negativt.

Att den statistiska effekten av skolpresta- tion visavi brottsdebut beskrivs som måttlig hindrar inte att det är en fullt tydlig skillnad mellan brottsdebutanter och kontrollmate- rial, den innebär för att ta ett exempel, att låg skolprestation i 4:e klass (tabell 7.3.1) är ungefär dubbelt så vanlig i debutmaterialet som i kontrollmaterialet, och det i sin tur att debutrisken bland pojkar med låg prestation är ungefär 4 gånger större än bland pojkar med normal prestation. Sådana resultat kan ses mot bakgrunden av de föreställningar man här om sambandet mellan utbildningsni- vå och kriminalitet i ett samhälle. På indivi- duell nivå framträder det här som ett omvänt samband, goda skolbetyg (som tillåter en förutsägelse av längre fortsatt utbildning) är förbundna med låg kriminalitetsrisk, oavsett vilken kausal tolkning man gör. Men en höjd utbildningsnivå, längre genomsnittlig skol- gång i samhället tycks inte medföra lägre kriminalitet; de få och osäkra komparativa data som finns tyder snarast på ett direkt samband, högre utbildningsnivå (totalt i sam— hället) är förbunden med högre frekvens kriminalitet. Det är möjligt att sambandet, om det överhuvud går i den antydda rikt- ningen, är indirekt eller sekundärt, bestämt av gemensamma bakomliggande faktorer på makronivå, exempelvis stigande konsumtion och flera synbara och lockande ting att stjäla (bilar, mopeder). Men man kan också ställa sig frågan om inte just utbildningssamhället, med lång obligatorisk skolgång, starkt tryck på ytterligare utbildning efter denna, och ett allvarligt handikapp för pojkar (och flickor) som slutat sin utbildning vid tidigast möjliga ålder innebär en extra stark påfrestning för dem som beteendemässigt och genom miljö är illa utrustade för skolans värld. De kom- mer att under en längre tid (f. n. 9 år i Sverige mot 6 år för inte så många decennier sedan) exponeras för krav de är illa rustade

att möta, och ändå finna sig yrkesmässigt sämre ställda därför att de saknar högre skolmeriter (gymnasium, fackskola etc.). Följden kan bli den reaktion mot samhället och dess normsystem som framförallt beskri- vits av Cohen (1955). En viktig punkt är förhållningssättet mot beteendenormer, som bl.a. skolan ofrånkomligen ställer upp. Robins (1966:70) är inne på tanken att tendensen att bryta mot normer, att inte kunna eller vilja anpassa sig till ett norm- systems krav, är något centralt och enhetligt, trots att de normer det vid varje särskild tidpunkt gäller kan vara av olika karaktär. I sin uppföljningsstudie av personer som blivit kända för ”antisocial behavior” under barn- domen, finner han avvikande beteende i alla undersökta avseenden utom mentalsjukdom. Vissa typer av avvikelser kan betraktas som en direkt fortsättning av det beteende som var ursprunget till att de togs ut, men andra former kan inte ha varit aktuella under barn- och ungdomsåren. ”That their tendency toward deviant behavior pervades every area in which society sets norrns strongly suggests that the occurence of deviance is a unitary phenomenon”. Till detta bör läggas den reservationen att anpassningssvårigheterna inte behöver ta formen av uppenbara ord- nings- och uppförandeproblem, i något mindre synbar form innebär de ett brott mot den vagare prestations- och arbetsnorm som traditionellt hör till skolan. Ordnings- och uppförandebetygen är ungefär så starkt rela- terade till brottsdebut som betyg i läsämnen, inte starkare.

Innan man går vidare på denna linje måste en annan sida av problemet ägnas en något större uppmärksamhet än som skett i detta kapitel. Hur mycket ny information får vi egentligen om pojkarna, sett ur synpunkten kriminalitetsrisk, genom att syssla med skol- data? I någon mån har deras hembakgrund berörts också här, men den ansatsen bör fullföljas. Så kommer att ske, inom en vidare ram, i kapitel 8.

8. Kombination av data

8.1 Datakombinationer:Syften och typer

I redovisningen av familjemiljön (kap. 6) och av skolförhållandena (kap. 7) har redan vissa kombinationer av de direkt tillgängliga indi- katorerna använts i form av index; ett belastningsindex (avd. 6.3) som sammanfat- tade uppgifter över flera erfarenhetsmässigt riskökande störningar i familjesituationen, och ett skattningsindex (avd. 7.5) som sam- manfattade flera delomdömen om pojken avgivna av hans lärare. Man kan också säga att indelningen efter skolprestation är ett slags index eftersom både betygsnivå och undervisningsform (normalklass, hjälpklass etc.) beaktades (avd. 7.3) Gränsen mellan enkla och sammansatta indikatorer är ofrån- komligen suddig. I de fall som nämnts har det dock rört sig om information från ett relativt snävt område, å ena sidan register- data över brister eller avvikelser i familjen, å andra sidan skolanpassning och skolpresta- tion. Vad vi i fortsättningen kommer att behandla är mera övergripande kombina- tioner mellan familjemiljö och indikationer- na på pojkens beteende i skolan.

Man bör hålla isär två riktningar kombi- nerade bedömningar kan utvecklas i. De kan leda till att alltmer extrema grupper avskiljs och studeras. Genom att succesivt tillämpa en rad kriterier, exempelvis att vara känd för upprepade omhändertaganden i samband med alkoholbruk och upprepade påföljder som antecknats i straff— (kriminal-) registret, och

långa eller många perioder med socialhjälp, och långtgående ingripanden från Bama- vårdsnämnden, kan man utan tvivel få fram en grupp familjer, där barnen ur alla syn- punkter måste anses mycket illa ställda och där familjeförhållandena kan anses ligga nära ändpunkten på skalan. Frågan om ett sådant tillvägagångssätt är berättigat och frukt— bärande må för ögonblicket lämnas åsido, det räcker med att konstatera att andelen sådana familjer blir liten, främst i kontroll— materialet men också i debutmaterialet. Syftet med de datakombinationer som prö- vas i det följande har varit ett annat: att med hjälp av flera indikatorer avgränsa en kate- gori som är väl företrädd i debutmaterialet; man får därmed räkna med att den inte blir sällsynt i kontrollmaterialet, utan omfattar något sådant som 10—20 % av en standardi- serad kontrollgrupp, eventuellt mer.

Framgången av företaget kan bedömas dels ur formell-statistisk synpunkt, dels ur synpunkten av en mera penetrerande och produktiv kausal tolkning. Den förra mått- stocken är lättare att applicera, och kommer att tas först.

8.2. Några statistiska utgångspunkter

Olika miljöförhållanden och egenskaper hos pojkarna kan betecknas som prediktorer, egenskaper med vars hjälp man kan förutsäga brottsdebut, med större eller mindre fram-

gång. Den fråga vi har att syssla med i detta kapitel kan därför formuleras som en fråga om kombination av prediktorer, hur mycket bättre blir prediktionen om flera ursprung- liga prediktorer kombineras till en ny, mera sammansatt.

Samtidigt märker man vid praktiskt arbete att det är något konstlat med uppdelningen prediktor — beteende som skall förutsägas (statistiskt redovisas). Många av predikto- rerna, exempelvis ogynnsamma familjeförhål- landen, beter sig påtagligt på samma sätt som kriminalitetsrisk, varierar på samma sätt mel- lan strata (socialgrupp, familjetyp och bo- stadsområde). Läget är ungefär det att vi gått in i en uppsättning variabler som alla är. positivt interkorrelerade på ungefär samma nivå och godtyckligt valt prediktor, eller prediktorer, likaväl som den variabel de förutsäger.

Om vi går ett steg längre i renodling av förutsättningarna och antar att alla inter- korrelationer är exakt lika är det lätt att beräkna vilken förbättring av prediktionen som uppnås genom att kombinera predikto- rer. Med lika interkorrelationer (och om alla varianser också är lika) finns det ingen anledning att ge de ingående variablerna skilda vikter; en enkel summa av variable- värden ger den nya sammansatta prediktorn, vars korrelation (R) med kriteriet kan be- stämmas. Resultatet kan utläsas av figur 8.2.1 som visar värdet av R, prediktions- förmågan, vid stigande antal variabler (k) i den sammansatta prediktorn, och två olika nivåer på interkorrelationer i den ursprung- liga uppsättningen variabler.

Det framgår att en avtagande avkastning gör sig gällande, den största vinsten göres i början vid övergången från en till två predik- torer, och inte heller den är särdeles stor. Som senare skall visas är förutsättningarna, om än starkt idealiserade, inte alldeles orea- listiska, och effekten av kombinerade klassi- fikationer, när de utföres med empiriska data, blir ungefär den som diagrammet låter förvänta.

Innan sifferrnässiga och reella tillämp- ningar diskuteras bör man uppmärksamma

en konsekvens av resonemanget. Korrela- tionskoefficienter, även multipla (R), mäter en symmetrisk relation (däri olika regres- sionskoefficienter); korrelationen mellan x och y är densamma som mellan y och x. Det betyder att man kan vända på förutsätt- ningarna bakom figur 8.2.1; diagrammet visar lika väl vad som händer om en predik- torvariabel används för att ställa prognos på summan av två andra variabler. Denna senare tolkning är en aktuell möjlighet inom studiet av brottslighet och avvikande beteende. Det kan visa sig att det går något lättare att ställa prognos om man använder en kombinerad bedömning av kriminalitet, alkoholmissbruk, långa eller många socialhjälpsperioder etc. som kriterium. Metoden har långt mer än teoretiskt intresse men kan inte här vidare behandlas.

8.3. Tillämpningar

De statistiska effekter som redovisats i kapi- tel 6 och 7 kan inte direkt uttryckas i korrelationskoefficienter utan här värderats med hjälp av relativa risker (po/po) och nivådiagram, men en ungefärlig ocli analogi- mässig översättning till korrelationsnivå kan ske enligt tabell 4.3.1. Det använda index på förekomst i register för alkoholproblem, kriminalitet etc., belastningsindex, gav en statistisk effekt visavi kriminalitetsdebut hos

r= .50

.5

r= .30

. . . . l . . . . 1

5 10

k Figur 8.2.1 Korrelation (R) mellan summan av k variabler och en kriterievariabel.

Förutsättningar: Se texten.

pojken mellan nivåerna M3 och M., (fig. 6.4.1) vilket svarar mot en korrelationsnivå på ungefär 0,40. Detsamma gäller skolpresta- tion i 4:e klass enligt tabell 7.3.1, också dess statistiska effekt ligger mellan M3 och M., (fig. 7.7.1) och kan alltså översättas till en korrelation på ca 0,40.

Mellan skolprestation och belastnings- index finns, som man kan vänta sig, ett samband, men det är förvånande svagt. Om man delar upp kontrollmaterialets pojkar dels efter skolprestation, dels efter belast- ningsindex (0/1—6) uppkommer en fyrfälts- tabell som kan framställas för vart och ett av de 8 strata och sedan vägas ihop så att en standardiserad fyrfältstabell blir slutproduk- ten. 15 % av det standardiserade kontroll- materialet karakteriseras av låg skolpresta- tion och förekomst i något register; vore de två egenskaperna oberoende skulle motsva- rande frekvens vara 11%, vilket ger en antydan om sambandets styrka. Korrela— tionen mellan de två kan uppskattas till ungefär 0.20.

Vi har med andra ord att göra med två prediktorer, inbördes korrelerade 0,20, och vardera korrelerade med kriteriet 0,40. För- utsättningarna avviker något från dem som låg bakom figur 8.2.1 men den väntade korrelationen mellan en summa av de två prediktorerna (med lika vikt) och kriteriet låter sig lätt beräkna, den blir något över 0,50, vilket isin tur närmast svarar mot M5 1 ett nivådiagram.

Av tabell 8.3.1 framgår hur resultatet blir i det föreliggande fallet. I varje ruta är införd andelen av debutmaterialet (B), av kontroll— materialet (K), standardiserat, och relativa risken pi/Po'

Riskförhållandena utläses av det nedersta värdet i varje cell (1,06, 3,10 etc.). Den mest utsatta kategorin i ”nordöstra” hörnet löper 3 gånger genomsnittsrisken, för den mest favoriserade kategorin, i ”sydvästra” hörnet, är risken mindre än 1/3 av genomsnitts- risken. De två skiljer sig från varandra i riskhänseende med en faktor på ca 10. De två återstående cellerna representerar pojkar, där det finns en ogynnsam faktor i ”enkel

Tabell 8.3.1 Kombination av belastningsin- dex (sociala registerdata) och skolprestation 4:e klassen.

Belastningsindex 0 1—6 15,1 % 47,5 % B Låg 14,2 % 15,3 % K stand. 1,06 3,10 pj/Po Skolprestation 12,8 % 24,6 % B Hög 48,2 % 22,3 % K stand. 0,27 1,10 Pj/Po

dos”, de ligger nära genomsnittsrisken.

Placerar man in den statistiska effekten av den kombinerade klassifikationen i ett nivå- diagram svarar den mot nivå M.,, vilket läsaren själv lätt kan kontrollera med hjälp av något av de tidigare nivådiagrammen. Förbättringen i prediktion blev något mindre än den teoretiskt beräknade (som byggde på schematiska antaganden) och totalt tämligen obetydlig.

Detsamma blir förhållandet om vi kom- binerar belastningsindex med skattnings- index, dvs. den summerade lärarbedöm- ningen. Utgången summeras i tabell 8.3.2 uppställd på samma sätt som tabell 8.3.1.

Spännvidden mellan minst och mest gyn- nad kategori är större, deras relativa risker skiljer sig med en faktor på ca 15, men man får hålla i minnet de stora medelfelen på riskrelationer. Den statistiska effekten ligger något över nivå M4 vilket är någon förbätt-

Tabell 8.3.2 Kombination av belastningsin- dex (sociala registerdata) och skattningsin- dex (läraromdömen).

Belastningsindex 0 1—6 22,2 % 63,0 % B 5—15 24,6 % 23,4 % K stand. 0,90 2,69 Pj/Po Skattningsindex 6,3 % 8,5 % B 16—25 35,3 % 16,7 % K stand. 0,18 0,51 Pj/Po SOU 1972:76

ring jämfört med belastningsindex taget för sig, däremot inget framsteg jämfört med lärarskattningarna enbart (fig. 7.7.1).

8.4 Sammanfattning och diskussion

Kombinationer, i form av enkla sammanslag— ningar, har visat ge en något men inte avsevärt starkare statistisk effekt än de an- vända indikatorerna var för sig (miljöbelast- ning enligt sociala registerdata, skolpresta- tion i 4:e klassen eller lärarskattningar efter debuten). Man tycks inte komma mycket över en sambandsnivå som ungefär motsvarar en korrelation på 0,50. En mera komplicerad multivariat teknik, där de bästa vikterna (regressionskoeffrcienter) för de ingående variablerna hade bestämts, kunde möjligen gett ytterligare något starkare samband, men fömtodligen inte så mycket högre att tolk- ningen blivit väsentligt annorlunda. När yt- terligare data blir tillgängliga bör den typen av sammanvägning prövas.

Även om ”prediktion” eller ”förutsägel- se” inte sällan används i en vid mening, så att termen också täcker relationer mellan data som alla hänför sig till samma tidpunkt, förutsätter praktisk användning en mera bokstavlig tolkning; att man med tidiga observationer kan förutse ett senare utfall. I fråga om ungdomskriminalitet är det av intresse att undersöka möjligheten av prog- nos på brottsdebut med hjälp av förhållande- vis lätt åtkomliga data några år före den ålder brottsdebut i allmänhet inträffar. Här- med är inte sagt att individuell behandling eller övervakning i förebyggande syfte är önskvärd eller möjlig även om något sådant ofta föresvävar kriminologer som varit inne på prognosmetoder (exempelvis Glueck & Glueck, 1950: kap. 20). Svårigheten att finna lämpliga preventiva åtgärder på indivi- duell bas för barn som ännu inte manifeste- rat något verkligt alarmerande beteende, och risken för ogynnsamma bieffekter är påtaglig och mycket talar för att åtgärderna bör ges en mera generell syftning, eventuellt läggas på geografisk bas (jfr 2.6).

Här skall endast beröras de rent kvantita-

tiva aspekterna på frågan, och lärdomarna från den analys som redovisatsi föreliggande kapitel. Om det är tidiga och lätt tillgängliga data som behövs, är det bland skoldata betyg, undervisningsform o.d. som främst kan komma i åtanke, exempelvis skolpresta- tion i 4:e klass, däremot ej lärarskattningar efter brottsdebut (i debutmaterialet), trots att de senare ger något starkare samband. Tabell 8.3.1 gav en tredubbel risk, relativt till genomsnittsrisken, för pojkar som både hade låg skolprestation och kom från famil- jer, som var kända i något register (social- hjälp, alkoholproblem etc.). Kombinationen av dessa två indikatorer definierar en hög- riskkategori som i befolkningen av pojkar 11—15 år omfattar ungefär 15% men i debutmaterialet nära hälften (47,5 %). De kvantitativa förhållandena är inte helt ogynnsamma, resurser för preventivt arbete kunde samlas inom en liten del av befolk- ningen som svarar för en betydande del av de kända brottsdebutema (före 15 år). Den tyngst vägande invändningen har redan be- rörts, att vi jnte äri besittning av någon klart utformad och löftesrik behandlingspolitik. På det statistiska planet är en annan om- ständighet ägnad att stämma till eftertanke. Även med en relativ risk på ca 3 (tabell 8.3.1 ”nordöstra” rutan) blir absoluta risken för brottsdebut omkring 0,15. Det hade naturligtvis varit möjligt att göra en mera extrem avgränsning genom att kräva allvarli- gare belastning eller lägre skolprestation och därigenom få högre relativa och absoluta risker. Bortsett från tekniska svårigheter vid tillämpningen på Klientelundersökningens material medför en snävare definition av högriskkategorin ofrånkomligen en annan olägenhet, att andelen av debut- (B) mate- rialet som faller i den också minskar, vi finner oss kanske arbeta med en grupp från vilken endast 1/3 av debutmaterialet kom- mer; hur väl vi än lyckas med den kvarstår de resterande 2/3.

1 existerande form ger kombinationen enligt tabell 8.3.1 en sannolikhet på ca 0,85 att inte falla ut som debutant i den värst utsatta kategorin, alltså fortfarande en rela-

tivt god prognos. Man skall vara säker på att preventiva och terapeutiska åtgärder inte har några ogynnsamma sidoeffekter, det är av allt att döma långt ifrån någon predestinerad grupp det gäller.

På det hela taget är uppställandet av schemata för individuell prognos en mindre angelägen uppgift än klarläggande av nät- verket av kausala relationer; samma data och tabeller kan användas för bägge ändamålen, bland annat tabellerna 8.3.1 och 8.3.2. Det är inget förvånande i att både skolprestation och tidigare familjemiljö sammanhänger med debutrisk; något mer förvånande är det svaga sambandet mellan miljö och skolresultat eller skolanpassning. Ett konstanshållande av skolprestationen enligt tabellerna så att den ”nordvästra” rutan jämföres med den ”nord- östra” i avseende på relativ risk (pj/po), den ”sydvästra” med den ”sydöstra”, visar att familjemiljö bibehåller sitt inflytande. Men omvänt gäller att konstanshållande av famil- jemiljön genom att jämföra rutor vertikalt inte eliminerar inflytande från skolpresta- tion. Det slags familjedata vi får ur social- register, kriminalregister etc. har mer att säga om pojkens risk att bli känd för kriminalitet än de har något att säga om hans risk att få dåliga skolresultat och skolanpassning.

9. Tolkningar och tillämpningar

9.1 Undersökningens ram

I detta avslutande kapitel kommer att ges återblickar på förut presenterade resultat, här och var kompletterade med nya bearbet- ningar och sammanställningar. Avsikten är att få fram en helhetssyn som innebär teoretisk tolkning men också tar sikte på tillämpningar.

Undersökningen har rört sig inom en viss ram som också innebär begränsningar i av- seende på tolkningsmöjligheter, och räck- vidden i de förklaringar av kriminalitet som kan ges. Den har arbetat med en schematisk miljöbeskrivning hämtad från officiella re- gister, och lika schematiska data över poj- kens skolsituation hämtade från betygsjour- naler med tillägg av speciellt insamlade lärar- skattningar. Den måste därför kompletteras men den karakterisering av pojkens utveck- ling och personlighet som blir tillgängligi de psykologiska och psykiatriska avsnitten och en mera inträngande analys av familje- och kamratmiljö, möjlig genom intervjun med pojken själv. En uppgift för den samman- fattande diskussionen i föreliggande kapitel är att peka på anknytningspunkter till dessa andra delar av undersökningsprojektet, och ange vilka resultat som är särskilt betydelse- fulla därför att de löser tolkningsproblem som inte kan lösas med här redovisade fynd.

Det bör också sägas att det slags informa- tion, och de variabler eller egenskaper som

ligger bakom de föregående tabellerna och den diskussion som förts kring dem, är typisk för många kriminologiska undersök- ningar, och att mycket av det som tagits fram kan fogas in i en forskningstradition av aktningsvärd längd. Hit hör socio-ekono— miska data, familjetyp, grannskap, skolsitua- tion. Om det rör sig om traditionella element kan det inte påstås att det finns en väl- etablerad teori hur de hänger ihop och påverkar kriminalitetsrisk. Författaren har sett som en av sina huvuduppgifter att få ett perspektiv, inte bara på unga lagöverträdare i Stockholm, utan också på den kriminolo- giska forskning som ägnats ungdomsbrotts- lighet. Den anda i vilket arbetet drivits kan bättre beskrivas som epidemiologisk än stor- slaget teoretisk-sociologisk; författaren har haft svårt att mobilisera tillräcklig entusiasm för gängse teoretiska system.

Registerdata har den stora fördelen att ge en bild av miljön som ligger före brottsdebu- ten, till och med om man så vill, före pojkens födelse. I kapitel 5 och 6 har utvecklats en exogen miljödefinition som svarar mot denna egenskap och som är av särskilt intresse när man vill relatera familje- miljön till samhällsförändringar i stort. Sam- tidigt uppkommer frågan orn tillförlitlighet och nyansering, dvs. vissa felkällor i under- sökningen, som lämpligen kan diskuteras innan huvudresultaten rekapituleras och fo- gas samman.

Undersökningsresultaten kan bli missvisande bland annat av följande skäl:

1. På grund av materialets ålder och geogra- fiska avgränsning

2. På grund av att detär för litet

3. På grund av tekniska fel i utformningen av indikatorer på miljö och skolförhållanden

4. Genom mera fundamentala fel i valet av kriterium, brottsdebut, och valet av miljö- aspekter. lnvändningarnä tas upp i den angivna ordningen. Insamlingsarbetet för debut- och kontroll- materialen ligger omkring 10 år tillbaka i tiden. Tidsavståndet möjliggör en uppfölj- ning av debutanterna till 2l-årsåldem (och för många längre) som är av största betydelse också när man vill ta ställning till debutrisk och vad som ligger bakom den; uppföljnings- (återfalls-) data har använts i kapitlen 3, 6 och 7 och kommer att användas också i detta kapitel. Onekligen kan förhållanden ha ändrats under de senare åren och aktualite- ten kan ifrågasättas. De jämförelser som i det föregående har gjorts med andra undersök- ningar, på större tidsavstånd och ibland från andra länder, har emellertid pekat på många gemensamma och stabila drag i ungdoms- kriminalitetens bakgrund, och man har ingen anledning att förutsätta radikala omkast- ningar under en period på 10 år eller mindre. Narkotikaproblemet har vuxit starkt under mellantiden och kan ha medfört en mera uttalad tendens till fastlåsningi kriminalitet än vad fallet var förr; det finns mindre anledning att vänta djupgående skillnader i mönstret för relativt tidiga debuter i krimi- nalitet. Det livliga intresset för narkotika- problemet får inte undanskymma alkohol- missbrukets fortsatta stora utbredning och betydelse; en faktor som ger kontinuitet med tidigare undersökningar. Både alkohol- och narkotikamissb ruk har uppmärksammats i uppföljningen av brottsdebutanter och åter- kommer i senare rapporter. Begränsningen till Stockholms stad var ofrånkomlig ur arbetssynpunkt. Stockholm

är extremt som lokal samhällsmiljö och ger höga frekvenser av kriminalitet och annat avvikande beteende jämfört med landet i övrigt. Det har sina fördelar att studera ett fenomen där det förekommer mest kon- centrerat och så sker ofta i kriminologiska undersökningar. Man kan också förvänta sig (eller befara) att utvecklingen kommer att medföra samma risker i andra orter med en viss tidsförskjutning. Man får emellertid ej bortse från stockholmsmiljöns särprägel och iaktta varsamhet när resultaten generaliseras.

Att materialets storlek skulle omöjliggöra alla egentliga slutsatser förefaller att vara en grundlös farhåga. Osäkrast är skattningar baserade på kontrollmaterialet, där antalet pojkar är 95, men jämförelser med oberoen- de värden, på basis av befolkningsdata, eller andra undersökningar (redovisade i kapitel 3 och 6) tyder inte på några uppseendeväckan- de stora fel, högst 5 procentenheter. De statistiska effekter, som kunnat påvisas är inbördes konsistenta, de följer ett enhetligt, mönster, och harmonierar på punkter, där de kunnat kontrolleras, väl med parallella upp- gifter i litteraturen.

Samma skäl talar mot tanken att tekniska, och för undersökningen specifika fel i be- stämningen av miljöbetingelser (och i mot- svarande grad skolanpassning) skulle göra det omöjligt att använda resultaten. Som tidigare påpekats är flera av variablerna konventio- nella element i kriminologiska undersök- ningar. De är säkerligen alla behäftade med observations- och klassifikationsfel, detsam- ma gäller andra material, och det finns inget som tyder på en abnormt vid felmärginal.

Med den sist uppräknade invändningen, att mera fundamentala fel har begåtts i urvalet av miljöaspekter, och kanske också i kriteriet på kriminell aktivitet, är vi inne på argument av en helt annan karaktär som inte låter sig avvisas summariskt. Det kan tvärtom sägas att invändingen i en viss mening är obestridligt riktig; att en helt annan miljö- karakterisering hade gett statistiska effekter av en annan storleksordning. Frågan är bara om denna alternativa miljökarakterisering inte bara är möjlig att abstrakt föreställa sig,

utan också empiriskt genomförbar. Härmed är vi emellertid framme vid den egentliga tolkningen av undersökningsresultaten, och skälen för och emot olika uppfattningar låter sig bättre utvecklas i anslutning till en åter- blick på fakta och tendenser i resultaten.

9.3 Miljö och kriminalitet

Ett huvudtema i dagens svenska samhälls- debatt är den socioekonomiska miljöns av- görande betydelse för kriminalitet och många andra avvikande beteenden, förenklad till uttalande av typen: ”barn med beteende- problem kommer från fattiga och missgyn- nade gruppe r”.

Den föregående analysen av klientelunder- sökningens data har visat att formeln endast ofullständigt svarar mot verkligheten såvitt det gäller debut i egendomsbrott. Miljön, sådan den låter sig gripas med de använda indikatorerna, har obestridligen ett samband med kriminalitetsrisk, däremot inte den ut- slagsgivande eller starkt deterrninerande be- tydelse som tycks förutsättas.

Redan i kapitel 3 (avd. 3.11) ställdes upp några kriterier på miljöfaktorers styrka i samband med brottsdebut; något omformu- lerade och tagnai annan ordning är de:

(1) Hur stor del av debutmaterialet kommer från de angivna miljöförhållandena? (2) Är andelen avsevärt större än i kontroll- materialet, dvs. hur stor är relativa risken för sådana pojkar? (3) Närmar sig den absoluta risken 1 för ogynnsamma och 0 för gynnsamma mil- jöer?

Kriterium (1) är det minst vägande, i sig strängt taget oanvändbart eftersom propor- tionen av debutmaterialet i en viss miljökate- gori självklart beror på hur kategorin defi- nieras. Man tvingas omedelbart över till en jämförelse med andelen i kontrollmaterialet i samma kategori, och därmed kriterium (2). Detta senare har spelat huvudrollen i utvär- deringen av de statistiska effekterna i de föregående kapitlen, en relativ risk med genomsnittsrisken som bas har beräknats och

Vad man regelmässigt kan belägga är en förhöjd risk, dvs. en relativ risk för 1, för pojkar från ”belastade” eller ”problematis- ka” miljöer. Utdifferentieringen kan å andra sidan i allmänhet inte beskrivas som stark, den svarar mot en redovisad andel av den totala variansen som ligger under 25 %, ofta under eller omkring 10 %, och mot korrela- tioner i intervallet 0,20—0,40. Låg inkomst, föräldrars förekomst i register för alkohol— missbruk, kriminalitet eller förekomst av socialhjälp är alla sådana fynd associerade med förhöjd risk. Men de flesta av pojkarna i debutmaterialet kommer från familjer som har ”normala” eller ”höga” inkomster enligt samma definition (tabell 3.113), och de flesta av debutanterna har föräldrar som under pojkens livstid är okändai register för alkoholmissbruk eller kriminalitet, de flesta kommer likaledes från familjer till vilka socialhjälp inte utgått (tabell 6.2.1).

Med en beräknad genomsnittsrisk för tidig debut på ca 0,05 innebär de påvisade överriskema för belastade miljöer absoluta risker av storleksordningen 0,10—0,15. Mil- jökategorier med en relativ risk på 10, dvs. en absolut risk på 0,50, har inte kunnat isoleras. En fördubbling eller tredubbling av genomsnittsrisken kan verka kraftig, men påverkar ”överlevelsesannolikheten”, sanno- likheten att uppnå lS-årsstrecket utan känd brottsdebut, mycket måttligt. Vilka intryck man än kan få av enskilda fall och klinisk erfarenhet är det inte möjligt att tala om kriminalitet som förutbestämt öde. Om poj- karna skall sägas vara predestinerade till någonting, även i problemfamiljer, så är det till laglydnad.

Resultaten är inte förvånande och strider varken mot erfarenheter från andra kriminolo- giska undersökningar eller beteendeveten- skaplig forskning i övrigt. Beteendevetenska- parnas starka intresse för miljö bör tas som ett metodiskt postulat eller en forsknings- strategi, informella iakttagelser, och den observerade skillnaden mellan olika samhäl- len i avseende på många beteenden, talar för miljöns betydelse. I kvantitativa undersök-

ningar inom ett givet samhälle är det sällan möjligt att återföra en stor del av variationen på kända och angivbara miljöfaktorer, och i den meningen kan den i allmänhet inte ”bevisa” miljöns dominerande betydelse.

Den begränsade framgång miljöförkla- ringen haft behöver inte tolkas så att miljö- faktorer, i vidaste mening, varit relativt betydelselösa. Men de har varit svåra att lokalisera, och förblivit anonyma. Gängse sociologiska kategoriseringar (socioekono- misk nivå, etc.) har endast till en del kunnat fånga dem.

En invändning mot metoden som tidigare berörts något, är att gränserna kring de belastande miljöerna bör dras snävare. Det är möjligt att högre relativa, och följaktligen absoluta risker kunnat erhållas om familjer med en lång rad bristsymptom hade valts ut, och mycket extrema former av materiell nöd, psykisk ohälsa, alkohol- och narkotika- missbruk osv. Klientelundersökningen ger otillräckligt underlag, det behövs större ut- gångsmaterial om sådana särgrupper skall bli tillräckligt stora för statistisk bearbetning. För att något belysa vad den formen av analys skulle innebära kan några enskilda fall tas fram.

Familj A. Fadern separerade (troligen) från familjen när pojken nått tidig skolålder. Fadern dömd vid upprepade tillfällen för stöld— och bedrägeribrott, flera fängelse- straff. Socialhjälp har utgått, först spora- diskt, senare kontinuerligt. Pojken har tidvis varit placerad på barnhem i förskoleåldem.

Familj B. Fadern separerade från familjen när pojken börjat skolan; fadern känd i Kontrollstyrelsens register och Straffregist- ret, dömd till frihetsstraff. Modern alkohol- missbrukare, intagen på alkoholistanstalt. Socialhjälp har utgått sporadiskt, för korta perioder under pojkens förskoleår. Pojken har varit placerad utanför familjen i enskilt hem vid ca 8 år.

Familj C. Modern separerade från familjen när pojken var omkring 12 år, fadern senare

omgift. Modern alkoholmissbrukare, flera fylleriförseelser, alkoholistanstalt (efter sepa- ration). Modern också dömd för förmögen- hetsbrott (efter separation). Socialhjälp har utgått spridda, korta perioder under pojkens uppväxttid; placering i enskilt hem i tidig skolålder.

Familj D. Fadern separerade när pojken var något före skolåldern, modern senare omgift. Fadern alkoholmissbrukare med många fylleriförseelser, även styvfadern känd i nykterhetsnämndens handlingar. Social- hjälp har utgått i stort sett varje år under pojkens uppväxt, han har varit placerad i enskilthem.

Familj E. Samboende biologiska föräldrar, fadern registrerad för ett stort antal fylleri- förseelser, på alkoholistanstalt när pojken inträdde i skolåldern. Modern dömd för förrnögenhetsbrott, frihetsstraff under poj- kens förskoleår. Socialhjälp har utgått några år. Pojken har varit placerad i enskilt hem flera perioder, också på barnhem.

Familj F. Fadern tycks aldrig ha samman- bott med pojken och modern. Fadern känd för alkoholmissbruk, fängelse för rattonykter- het, villkorlig dom för förrnögenhetsbrott. Socialhälp kontinuerligt under pojkens upp- växt, bamhemsplacering i spädbarnsåldern.

Av de 6 familjerna kommer A, B och C från kontrollmaterialet, D, E och F från debutmaterialet, dock har pojken från A senare begått upprepade brott, också mellan 18 och 21 är (B och C är ej kända för något brott). Av pojkarna i debutmaterialet har D och F återfallit, blivit föremål för institu- tionsplacering före 18 år och fortsatt begå brott mellan 18 och 21 år. Pojken från E är endast känd för debutbrottet. Alla 6 ligger mycket högt på belastningsindex, vilket för- klarar enhetligheten i familjesituationen. Det säger sig självt att de utvalda exemplen inte ger ett mått på andelen sådana familjer i debut- och kontrollmaterial, denna åter- finnes i tabell 6.4.1. Men de torde ge en

föreställning om hur extrema familjeförhål- landen vi har att göra med i den ändan av skalan, och påminner om att också kontroll- materialet har sådana fall.

Den avgörande invändningen är emellertid inte tekniska komplikationer utan en annan. Extrema grupper blir definitionsmässigt små, också i debutmaterialet, och man kommer därmed i svårighet med kriterium (1). Den statistiska effekten, värderad med relativa och absoluta risker, kriteria (2) och (3), kan bli starkare, men vi har ändå förklarat en mindre del av brottsligheten i samhället. En analog svårighet uppkommer vid en insnäv- ning av den kriminalitet som skall vara villkoret för att komma med i undersök- ningen, så att man exempelvis kräver upp- repade och allvarliga brott i stället för ett enda egendomsbrott. Till denna senare möj- lighet blir det strax anledning återkomma.

9.4 Personlighet, nämziljö och samhälle

I samtida kriminologiska litteratur har gene- tiska (arvsbiologiska) och konstitutionella teorier intagit en undanskymd plats, huvud- intresset har kretsat kring de tre komplexen personlighet, närmiljö (ofta familjemiljö) och den övergripande samhällsmiljön. Tyngdpunkten har skiftat mellan författare, skolor och perioder, för närvarande med en omisskänlig förskjutning mot den totala sam- hällsmiljön. Eftersom de tre kan betraktas som länkar i en kausal kedja bör de inte spelas ut mot varandra eller hanteras som varandra uteslutande förklaringar till krimi- nalitet. Personligheten i vidaste mening (be- gåvning, attityder, känslomässig utveckling, osv.) är influerad av närmiljön och fungerar som ett slags ”minne” i förhållande till strömmen av miljöimpulser. Och för att ha effekt måste en miljöfaktor vara närvarande i den omedelbara omgivningen, som andra, närstående människors reaktioner, konkreta händelser i skolan, senare på arbetsplatsen, något kamrater gör eller säger, eller som innehållet i ett TV-program.

Men lika undantagslöst ligger samhälls- faktorer bakom de konkreta upplevelserna

eller variationerna i närmiljö, och bestämmer sannolikheten för olika händelser, omedel- bart eller förmedlat genom mellanled. Stu- dier av familjemiljöns variationer, och deras betydelse för kriminalitetsrisk, bör därför kunna ge anvisningar hur eller var den vidare samhällsmiljön påverkar kriminalitet, och detta gäller, med vissa reservationer, både positiva och negativa resultat. Om debutrisk i hög grad är bestämd av en viss familjesitua- tion blir nästa fråga vilka samhällsföränd- ringar som gör att den familjesituationen förekommer oftare, eller mera sällan. Finns det å andra sidan tecken på att familjesitua- tionen i mindre grad är en avgörande faktor betyder det att impulserna från den allmän- na samhällsmiljön går andra vägar, eventuellt kommer in vid en senare ålder, i form av ”Situationella” faktorer (avd. 5.5). De resul- tat som hittills nåtts pekar snarare i den senare riktningen men här måste man hållai minnet att analysen är ofullständig genom att den varit hänvisad till ett litet antal yttre tecken på familjedesorganisation eller miljö- brister. Som det nu är finns det två möjlig- heter. Den ena är att en mycket längre gående, miljöbestämd utdifferentiering har skett i verkligheten fast den kommer ofull- ständigt till synes genom brister i data. Den andra är att pojkar som debuterar i brott inte är mer olika dem som förblir laglydiga än vad hittills märkts. Om den första tolk- ningen är riktig bör personlighets- och be- teendedata för pojkarna kunna ge besked. Även om närrniljöfaktorema förblir okända i detalj bör de avsätta sina spår i förhållnings- sätt mot omvärlden, attityder och emotio- nell balans. Skoldata gav knappast något entydigt besked; debutanter skiljer sig från kontrollmaterialet genom sämre skolpresta- tioner också före debuten, men differenserna är inte markerat större än miljöskillnaderna.

För att komma vidare, och träffa ett val mellan de bägge möjligheterna, krävs ytter- ligare information, bl.a. ur pojkintervjun, och från de personlighetspsykologiska och psykiatriska delarna av projektet. På en punkt bör emellertid analysen föras vidare redan här, och det är själv brottsbenägen-

heten, och frågan om olika typer av återfalls- kriterier.

9.5 Äterfall och grav kriminalitet

Innebörden av den tillämpade urvalsregeln, debut i egendomsbrott före 15 års ålder, har diskuterats vid flera tillfällen, bl. a. i kap. 3; både familje- och skoldata har också prövats mot återfallsdata i kapitel 6 och 7. Med hänsyn till den låga uppklarningsprocenten av brott i Stockholm kan man vänta sig att pojkar som överträder lagen vid enstaka tillfällen i allmänhet skall undgå upptäckt och registrering medan de som ofta begår brott i större utsträckning blir kända (Carls- son, 1971 c) och att debutmaterialet, inte minst genom åldersgränsen, skall vara anrikat på pojkar med hög reell brottsbelastning. Taget som helhet kan debutmaterialet inte anses alltför oskyldigt för att förtjäna en kriminologisk studie, 72 % återfaller före 21 år; 44 av 186 följda, eller 24 %, har också gjort sig kända för våldsbrott (den lilla gruppen Speciellt uttagna debutanter ivålds- brott ingår varken här eller i någon tidigare resultatredovisning i denna rapport).

De bearbetningar som .orts i kapitel 6 och 7 av pojkar som återfallit har visat att dessa skiljer sig från dem som debuterat men inte återfallit. Det innebär givetvis att grup- pen debutanter med återfall skiljer sig kraf- tigare från kontrollmaterialet i avseende på familjedata och skolprestationer än vad hela debutmaterialet gör. Eftersom återfalls- procenten är hög kan bilden inte bli radikalt annorlunda med den snävare avgränsningen, men man får statistiska effekter som ligger något högre när de placeras in i ett nivådia— gram (fig. 6.8.1 och 7.7.1). Andra avgräns- ningar kan och har prövats, exempelvis den som tillämpades i avdelning 3.7.2, dvs. åter- fall i åldern 18—21 år. Effekten blir ungefär densamma som nyss, dvs. starkare än med det obeskuma debutmaterialet. En extrem avgränsning är slutligen att ta de pojkar som blivit anstaltsplacerade före 18 år och åter- fallit mellan 18 och 21 år, onekligen en grupp med symptom på allvarlig och per-

sistent kriminialitet. Man får här ytterligare förstärkta effekter, väl att märka för samma data, som beskriver läget före eller vid debuten. Effekterna ligger på nivå MS (jmf. fig. 7.7.1 för motsvarande nivåkurva). An- talet pojkar i denna kategori är emellertid så lågt som 40 vilket gör alla siffror mer än vanligt osäkra.

Som vi strax skall se leder återfallsbearbet- ningarna till en intressant tolkningsfråga som är av både teoretisk och praktisk betydelse men innan den behandlas är det nödvändigt att något beröra reaktionen på debutbrottet.

9.6 Reaktionen pä debutbrottet

Vad som i första hand skiljer debutmateria- let från kontrollmaterialet är att det förra består av pojkar som blivit officiellt kända för lagöverträdelse och som därför också kan bli föremål för en officiell reaktion (dock ej straffreaktion i lagens mening). Man kan tänka sig att denna reaktion kommer att spela en roll för det fortsatta förloppet. Någon egentlig prövning av reaktions- eller stigmatiseringshypotester är självklart inte möjlig enbart med uppgifter över officiella reaktioner. Bland de miljöfaktorer som inte låtit sig fånga i nätet av statistiska kategorier utan förblivit olokaliserade och anonyma kan man tänka sig individuellt varierande svar (respons) på likaledes varierande reak- tioner från omgivningens sida inför pojkens beteende, inklusive lagbrott som kan vara kända av föräldrar, grannar och kamrater i långt större utsträckning än av polisen.

Vi får här nöja oss med den reaktion som följt på debutbrottet och noteratsi aktmate- rialet. Av tabell 9.6.1 framgår hur vanliga olika åtgärder är enligt barnavårdsnämndens handlingar. Man kan konstatera att myndig- heterna i slutet på 1950- och början av 1960-talet i stort sett följde en non-interven- tionistisk politik inför det första kända egendomsbrottet. I nära 90 % av fallen har antingen brottet överhuvud ej blivit känt för barnavårdsnämnden, efter vad det framgår av handlingarna, eller om det blivit känt ej föranlett något annat än utredning. I de fall

Antal % Endast polisrapport 31 16,1 Eero vid utredning 137 71,4 Overvakning 14 7,3 Samhällsvård 10 5,2 Totalt 192 100,0

då längre gående åtgärder satts in torde utredningen ha visat att hemförhållandena är exceptionellt dåliga, eventuellt att den offi- ciella debuten föregåtts av andra brott. Det är svårt att i den officiella reaktionen se en faktor av större betydelse, vare sig genom- snittligt eller differentiellt.

9.7 Tolkningar av återfallsdata

Inför den fortsatta diskussionen av debut- kontra återfallsbrottslighet är det skäl att erinra sig en annan valsituation i kriminolo- giskt arbete, att syssla med brottslighet som beteende, eller med de individer som begår brott. Fast de bägge kan uppfattas som nära identiska målsättningar och kan väl förenas i många undersökningar, finns det samman- hang där ett val måste träffas, eller hänsyn till den ena linjen tvingar till kompromisser när man vill följa den andra. Klientelunder- sökningen är primärt individorienterad, den kan i bästa fall göra klart varför vissa pojkar, men inte andra, blir kända för brott. Redan nästa steg är problematiskt, att dra slutsatser om den totala debutfrekvensens utvecklingi ett samhälle, eller dess variation mellan samhällen. Och från total debutfrekvens, att 3 %, eller 5 %, eller 10 % av en kohort (generation) faller ut som debutanter före en angiven ålder, är ytterligare ett steg till frekvensen brottsligt beteende, antalet regist- rerade brott i samhället. Men det är brotts- lighetens omfattning, antalet lagbrott (till stor del med gärningsmannen okänd) som är den yttersta anledningen att kriminologisk forskning får det allmännas stöd; man är bekymrad över brottslighetens stegring, eller nivån på frekvenstalen. En långt gående individorientering, som lätt för med sig att

ansträngningarna koncentreras på en grupp starkt belastade (hur litet debutanter upp- märksammas i fråga om åtgärder har visats i avdelning 9.6.1) gör det problematiskt hur stor del av det brottsliga beteendet i samhäl- let man kommer åt.

Det skall här betonas att vår kunskap om brottslighetens, i betydelsen brottsligt be- teende, fördelning är otillräcklig för att inte säga nästan obefintlig. Om gravt belastade, kända sedan tonåren och föremål för upp- repade ingripanden, står för en stor del av lagbrotten talar alla skäl för att ägna den gruppen särskild omsorg, både i kriminolo- giska undersökningar och i fråga om prak- tiska åtgärder. Men den möjligheten kan långt ifrån uteslutas att personer (både ung- domar och vuxna) som är okända i registren, eller endast vid något tillfälle varit i kontakt med polisen, och som i det hela förefaller att leva ett normalt liv, kan svara för en bety- dande andel; eftersom de utgör en så mycket större andel av befolkningen förutsätter det- ta endast en måttlig brottsintensitet.

Material som grundar sig på självdeklare- rad brottslighet kan ge en viss ledning men knappast mer, eftersom det är svårt att få fram noggranna uppgifter om brottsfrekvens och den tidrymd den hänför sig till. En sammanfattning av sådana undersökningar är att brott är ett normalt fenomen, en annan lika berättigad sammanfattning är att brott är ovanligt. Det är vanligt att pojkar begått något brott, men de flesta tycks överträda lagen sällan och brotten är ofta lindriga. En fördelning efter brottsbelastning (självdekla- rerad) bland stockholmspojkar, publicerad av Elmhom (196958) ger en mycket sned fördelning med en majoritet på låga värden och en mindre del utspridda från låga till mycket höga värden. Att ge sig på några beräkningar av hur stor andel av pojkarna som svarar för en viss andel av alla brott är inte möjligt. Tills vidare får man lämna frågan öppen, det får anses vara en av de viktigaste kriminologiska arbetsuppgiftema att studera fördelningen och koncentrations- graden av brottsligt beteende, inte minst angelägen om man vill bedöma den praktiska

räckvidden hos olika preventiva eller behand- lingsreforrner. Det är ingen uppgift som kan lösas med det material som står till förfogan- de i klientelundersökningen.

Dessa överväganden manar till försiktighet med snäva definitioner av den gnipp man vill studera; man löper en viss risk att ”definiera bort” en del av det fenomen vars utbredning och kausala bakgrund det gällde att bestäm- ma. Men de starkare effekter som uppnås med gravare material, och som kommer till synes när man på klientelundersökningens pojkar applicerar olika återfallskriterier som komplement till debutkriteriet, är ett fynd som inte skall negligeras. Två tolkningar står öppna:

(1) De mer utpräglade miljödefekterna och likaså den sämre skolanpassningen hos pojkar som återfaller visar den fortsatta betydelsen av miljö- och beteendemässiga resurser; är resurserna svaga ökas risken för återfall.

(2) De som återfaller skiljer sig från ”en- gångsfallen” vid debuten också i avseende på engagemanget och intensiteten i brottslig aktivitet och i asocialt kontaktsystem.

De två tolkningarna kan tydligen användas i kombination men ju mer man öppnar dörren för (2) desto mindre plats blir det för (1). Tolkning (2) innebär, något förenklat, att debutkriteriet genom det slumpmoment upptäckten är kommer att tillföra materialet en del pojkar som inte är mer än normalt brottsaktiva, och inte heller skiljer sig från kontrollmaterialet miljömässigt eller på an- nat sätt. Återfallskriteriet avlägsnar dem igen, de återfaller mycket sällan eftersom de sällan överträder lagen, vare sig före eller efter den officiella debuten. Tolkning (1) antar en tämligen likartad nivå i avseende på reell kriminalitet. Tolkning (2) kan också formuleras så att ett bättre mått på krimina- litet, benägenhet att begå brott hos den enskilde pojken, än det chanspåverkade de- butkriteriet, ger starkare samband med de miljö- och beteendevariabler som studerats i denna rapport. Debut + återfall kommer sanningen närmare. Ett sätt att pröva anta-

gandet är att använda det kriminalitetsindex som bygger på självdeldarerad brottslighet vid debuten (motsvarande) och som finns tillgängligt för debut- och kontrollmateria- len, dock endast under den s. k. huvudunder- sökningsfasen. För en redogörelse och vissa resultat hänvisas till Olofsson (1971 a). Om det ligger något i tolkning (2) bör de pojkar som återfaller i debutmaterialet redan vid undersökningen (dvs. debuten) deklarera en högre grad av kriminell aktivitet.

Prövar man hur härmed förhåller sig, finner man utslag i den väntade riktningen, men knappast av den styrka att det är entydigt. Den stora skillnaden i fråga om kriminalitetsindex är mellan debut- (B) och kontroll- (K) material; som framgår av tabell 9.7.1 är skillnaderna mindre mellan olika återfallskategorier inom debutmaterialet. Tabellen visar fördelningen mellan låg krimi- nalitet enligt index, värdena 1—3, och hög kriminalitet, värdena 4—5. Poängberäk- ningen återgår på den teknik som använts av Elmhom (1969 225426) och innebär en sam- manvägning av frekvens och gravhet för olika brott.

Tabell 9.7.1 Kriminalitetsindex för olika grupper inom debutmaterial (B) och kon- trollmaterial (K).

Låg kri- Hög kri- Totalt minali- minali- tet (1—3) tet (4—5) K, hela (N = 53) 75,5 24,5 100,0 B, hela (N = 145) 25,5 74,5 100,0 B, inget åter- fall (N =44) 38,6 61,4 100,0 B, något åter- fall (N = 101) 19,8 80,2 100,0 B, återfall 18—21 år (N = 60) 18,3 81,7 100,0 B, anstalts- placerade före 18, återfall 18—21 år (N = 33) 12,0 88,0 100,0

Anm.: Endast pojkar med kompletta uppfölj- ningsdata till 21 år medtagna.

Att ”förklara” brottsdebut (att kommai B-gruppen) med hög kriminell aktivitet (hög poäng i kriminalitetsindex) är något av ett cirkelresonemang men det starka sambandet mellan de två är långt ifrån självklart och bör uppmärksammas. Skillnaderna inom B-grup- pen, trots att de är mindre uttalade, blir statistiskt Säkerställda på 5 %-nivån (Xl-test) i 2 av 3 prövade fall (ej återfall — något återfall; den gravaste gruppen av institutions- placerade med senare återfall _ övriga i B—gruppen).

Man kan göra den iakttagelsen att pojkar som debuterat men aldrig (före 21 års ålder) återfallit i vissa avseenden är ganska lika kontrollmaterialet. ”Engångsmaterialet” har ungefär samma stratafördelning (socialgrupp, familjetyp och bostadsområde) som det stan- dardiserade kontrollmaterialet, detsamma gäller fördelningen med hänsyn till det be- lastningsindex som använts i kapitel 6 (före- komst i straffregister, etc.). I fråga om skoldata skiljer sig engångsmaterialet något från kontrollmaterialet, i fråga om betygsnivå dock endast mycket svagt. Iakttagelsen är för- enlig med bägge av tolkningarna (1) och (2) men suggererar lätt fram bilden av ett debut- material som till större delen är tydligt utdif- ferentierat men i vilket också ingår en mindre del som är ett tvärsnitt av pojkbefolkningen, varken mer eller mindre brottsbenägen än den, och följaktligen istort sett orepresente- rad i återfallsmaterialet, dvs. tolkning (2). Man kunde då vänta sig att engångsmaterialet också skulle överensstämma med kontroll- materialet när det gäller självdeklarerad kri- minalitet, värde på kriminalitetsindex. Tabell 9.7.1 visar att det inte är fallet, B-pojkar utan återfall har en helt annan fördelning än K-ma- terialet, och ligger närmare andra B-grupper (med återfall).

Speciella felkällor vid användandet av intervjuuppgifter om egen brottslighet komplicerar bilden. Pojkarna i debutmate- rialet visste att de var kända som lagbrytare, kontrollpojkarna att de inte var det. Man kan emellertid konstatera att skillnaden i uppgiven brottslighet är ett indicium mot ett fullständigt accepterande av tolkning (2) på

bekostnad av tolkning (1). Med reservation för nyss nämnda svagheter i metodiken utgör den förhållandevis stora andelen med höga värden på kriminalitetsindex (tabell 9.7.1) inom ”engångsmaterialet”, debutanter som ej veterligen återfallit, en varning mot att försumma dem i kriminologiska undersök- ningar genom att definiera bort dem ur materialet.

Det finns, sammanfattningsvis, visst stöd för bägge tolkningarna, den inbördes aWäg- ningen får diskuteras mot bakgrund av andra data, och den fylligare beskrivning av pojken och hans miljö som kan väntas när andra rapporter från klientelundersökningen kom- mer fram.

Innan vi lämnar ämnet återfall och per- sistent kriminalitet förtjänar skoldata ytter- ligare en kommentar. Deras samband med ett återfallskriterium har belysts i kapitel 7 och resultaten behöver inte återges på nytt, men det skattningsindex grundat på lärar- skattningar som där användes visar sig ge starka effekter om man räknar med gravare återfall. Det må erinras om att skattnings- index var praktiskt taget okorrelerat med intelligens, och mycket svagt korrelerat med stratifieringen (socialgrupp etc.), det variera- de mellan de teoretiska gränserna 5 och 25. I den mest belastade gruppen, med anstalts- placering före 18 år och återfall mellan 18 och 21 år (40 pojkar) ligger nära 2/3 (63 %) under eller vid 11 poäng, endast 9 % av det standardiserade kontrollmaterialet har så lågt värde. Man kan göra ytterligare den observa- tionen att bland de fåtaliga K-pojkar som har så lågt värde hälften blir kända för brott före 21 år, en mycket högre prOporition än för hela K-gruppen. Det kan diskuteras hur mycket lärarskattningen kan användas att förklara brottsdebut eftersom den avspeglar ett ko-symptomatiskt beteende. Men den representerar en information som är långt ifrån ointressant om man vill ställa prognos på det fortsatta förloppet. Den får sägas ge ett visst stöd för tolkning (2) ovan.

En viktig användning av riskdata för pojkar ur olika miljöer är att förklara den historiska utveckling kriminaliteten genomgått, och de tidstrender som kan observeras. Det har påpekats att en sådan tillämpning innesluter ett steg för vilket faktaunderlaget är otill- räckligt, steget mellan antalet begångna brott i samhället, och andelen av varje årsklass som förr eller senare debuterar i känd kriminali- tet. Sambandet mellan de två är osäkert; brottsvolymen kan stiga (för att ta den utveckling som mest intresserar) genom att en till storleken konstant grupp (kända debutanter) blir mera aktiv, eller genom att en allt större andel blir benägen för krimina- litet med följd att andelen debutanter enligt officiella uppgifter stiger. Man kan förmoda att den senare förskjutningen i allmänhet uppträder i perioder av stigande frekvens brott i samhället, att sådana trender åt- minstone till en del återgår på stegrad debutrisk (po). Men de bägge trenderna behöver inte löpa parallellt.

Under denna förutsättning är det menings- fullt att fråga vilka konsekvenser och tolk- ningsmöjligheter de funna statistiska effek- terna visavi debut medför. För att avgöra det kan vi göra vissa kalkyler av samma typ som i kapitel 2 (avd. 2.4) när ekologisk variation skulle förklaras med riskskillnader mellan olika slags familjer; vad det nu gäller är skillnader över tiden.

Ett hypotetiskt räkneexempel med verk- lighetsanknytning och trovärdiga riskrela- tioner kan bäst visa hur långt statistiska effekter av den styrka som uppträtt i mate- rialet för oss. Det har sin förebild i tabell 6.4.2 (de svenska siffrorna) som avser belast- ningsindex, dvs. familjens förekomst i olika register. Läsaren kan emellertid tänka sig någon annan miljöfaktor i dess ställe, och beräkningarna kommer att utgå från avrun- dade tal. Vi tänker oss att det finns en ”belastad” och riskökande miljö i vilken 15 % av befolkningen är att finna, genom- snittsrisken för debut är 0,05, relativa risken 3, dvs. den absoluta risken blir 0,15. För de

resterande 85% av befolkningen blir då absoluta debutrisken 0.03. Den statistiska effekten ligger här obetydligt under nivå M,, (jfr kap. 4) och är alltså ungefär så stark som någon som kunnat fastställas i det föregående.

Låt oss nu vidare anta att allt fler familjer kommer i den missgynnande, riskökande miljön som resultat av en ur kriminologisk synpunkt ogynnsam social utveckling, men att de nyss angivna ”miljöspecifika” riskerna är desamma, dvs. 0,15 respektive 0,03. Om andelen belastade familjer stiger till det dubbla, 30 %, kommer detta att medföra en ny genomsnittsrisk på 0,066. Den relativa risken för den belastade kategorin blir nu 0,15/0,066=2,27, vilket fortfarande mot- svarar nivå M4 .

Om stegringen i genomsnittlig debutrisk från 0,050 till 0,066 skall kallas stark eller svag kan möjligen diskuteras, men den är i varje fall långt mindre uttalad än den för- dubbling av andelen med riskökande miljö som låg bakom. Om denna miljö är ungefär av den karaktär som indikeras av belastnings- index, dvs. innebär sviktande familjefunk- tioner och allvarliga tecken på alkoholism och asocialitet hos en eller flera familjemed- lemmar, kan vi vara förvissade om att en ökning från 15% till 30% i sig skulle bedömas som allvarlig för att inte säga alarmerande. Med hänsyn härtill torde den beräknade, ”betingade” tillväxten i debut- frekvens få anses måttlig.

Det finns en förbindelse mellan efter- handsförklaring av trender och användningen av undersökningsresultat för att ställa prog- noser på den framtida utvecklingen, och likaledes med planering av åtgärder mot brottsligheten. I alla tre fallen är strävan att bestämma vad en spontan process eller so- cialpolitisk åtgärd ”avkastar” i form av stigande eller fallande brottsfrekvens. De kalkyler som nyss redovisats, bedömda med aktuella utvecklingstendenser på brottslig- hetens område som norm, pekar på svårig- heten att förklara kraftiga tillväxttrender (eller motsatsen) med hjälp av de individuellt (familjevis) varierande miljöfaktorer som stu-

derats. Det är naturligt att den stora andelen oredovisad variation på det individuella planet och de många olokaliserade miljöfak- torema skapar svårigheter; den totala sam- hällsmiljöns inbrytningspunkter kan inte fullständigt anges.

Det är möjligt att den individuella analy— sen, sådan den kan bedrivas med hjälp av aktmaterial, intervjuer, test etc., leder till en överskattning av de sociala konsekvenserna, dvs. de nyss anförda effekterna skulle i verkligheten bli ännu mindre. Men det finns också skäl att vänta en underskattning, individuellt studerade faktorer kan möjligen ha en större förklarande kapacitet än kalky- len gav vid handen. Den första möjligheten, att vi får en överskattning hänger samman med att det är statistiska, inte kausala effekter som kan direkt beläggas; att en del av de samband som uppträder är att tolka som symptoma- tiska, och inte pekar på någon självständig kausal faktor. Skolprestation och utbild- ningsnivå är ett viktigt exempel och har nämnts i kapitel 8; vi får inte lägre brottslig- het i samhället därför att utbildningsnivån stiger trots att det finns en korrelation på det individuella planet mellan låg utbildning och kriminalitet. En mer renodlad miljö- faktor (ur pojkens synpunkt) kan också tjäna som illustration, trångboddhet. Den är ett klassiskt inslag i debatten kring många ungdomsproblem, och troligen hade en stu- die för 40 eller 50 år sedan, med samma metod som följts här, avslöjat ett samband med ungdomskriminalitet av ungefär den styrka som nu karakteriserar andra miljö- faktorer. Sedan dess har bostadsstandarden förbättrats, bland annat utrymmesmässigt, trångboddheten har därmed också i stort sett upphört att vara en differentierande faktor mellan debut- och kontrollmaterial. Att det- ta verkat nedpressande på kriminaliteten kan i varje fall inte utläsas ur tidstrenderna, sannolikt är bostadsfaktorn, i betydelsen trångboddhet inte en sådan bred, ”global”, familjefaktor som kan väntas ge starka utslag i det aggregerade utfallet.

Å andra sidan kan effekten på den sam-

hälleliga nivån bli starkare än vad de före- gående beräkningarna visat. De har represen- terat en individualistisk modell för miljö och respons som förbiser de speciella band som kan finnas mellan de små enheterna, infoga- de i ett mera omfattande socialt nätverk. Problemet har diskuterats i kapitel 2, det enda där större enheter än individer under- kastats statistisk analys. Den variation som finns mellan ekologiska enheter, stadsdelar i Stockholm, gick i den riktning man kunde vänta sig med ledning av områdenas samman- sättning (yrkesmässigt, inkomstmässigt, etc.) men var mera utpräglad än den individuella faktorn tycks förklara. En tänkbar fast inte bevisad anledning är kontextuella eller sam- mansättningseffekter; en enskild pojke eller familj påverkas av den lokala befolkningens sammansättning. Liknande resultat kan upp- komma när tidsutvecklingen i ett samhälle är aktuell. En ökad frekvens av en ogynnsam miljöfaktor påverkar inte endast dem som vi omedelbart förbinder med miljön, utan ock- så omgivningen, ett vidare nätverk av indivi- der eller familjer.

I någon mån har analysen i kapitlen 3 och 6 varit kontextuell, pojken har karakterise- rats med data som beskriver hans familj, främst de bägge föräldrarna. Men detta är endast första steget till ett arbetssätt där andra enheter ställs i centrum, familj, kam- ratgrupp, informella kontaktsystem, som är intermediära mellan individ och ekologiska enheter. En konsekvens av ett sådant betrak- telsesätt är att vi slutar att betrakta andra familjemedlemmar eller kamrater som miljö, familjen som helhet, eller kamratgruppen som helhet blir mottagaren av miljöimpulser och det till vilket beteendet, respons, åter- föres. Mycket talar för att en sådan förnyelse skulle föra miljöstudierna vidare, av betydel- se inte minst i kriminologiska sammanhang, men de tekniska problemen är stora, och det finns ingen erfarenhet och beprövad rutin att falla tillbaka på.

Det finns slutligen vissa skäl som talar för att den nyss berörda bristen på parallellitet mellan debutfrekvens och brottsfrekvens snarare innebär att brottsfrekvensen stiger

snabbare än debutfrekvensen; att den pro- centuella stegringen i antalet brott blir något större än den procentuella stegringen i de- butrisk. En pojke kan endast debutera en gång oavsett senare kriminalitet. Detta leder i så fall till att det nyss redovisade exemplet innebär en underskattning av tillväxten i brottsfrekvens.

10. Summary

10.1 General Character of the Study

What follows is a summary of a report on certain environmental and behavioural factors related to delinquency. As its most likely readers are persons who take a professional interest in the field and who want to compare the results with findings from similar studies in their own country, or prevailing views in the literature, such aSpects will be stressed, including technical points, and also applications.

The report is one in a series dealing with an investigation into juvenile delinquency carried out by a committee of experts appointed by the Swedish Ministry of Justice. An earlier report, with a summary in English, explains the purpose of the com- mittee, its terms of reference, data and methods used, as well as a few of the results, notably on the situation in which the crime occurred, and on recidivism (S.O.U. 1971 :49 in the series of official reports). A yet earlier volume on self-reported delinquency among Stockholm school-children by Elmhom (SOU. 1969:1, with a summary in English) is connected with this research programme but rests on a different set of data.

The present volume will be followed in a short time by others covering psychiatric, psychological and sociological aspects of delinquency, drawing from the rich fund of data in the shape of tests, clinical informa- tion and interviews. In no way, therefore, can this report and its theoretical conclu-

sions, nor its practical recommendations, be regarded as final. On many points judgment will have to be reserved until a more complete picture has emerged.

Though they were outlined in the pre- ceding volume, a brief recapitulation of the essentials with regard to the sample of delinquents and controls will be useful. For the group of delinquents were selected boys who became known to the police for the first time between the ages of 11 and 15 for property offences (which constitute the great bulk of all offences). They were all from Stockholm, the time was the late 1950ls or early 1960's. These boys have since been followed by use of the Criminal Register and other sources to determine the amount and seriousness of recidivism. There is also information on later problems con- nected with excessive drinking, or drug addiction. A control group was also drawn, matched for age, social class, local area of residence in Stockholm and type of family (complete or irregular). There are 192 boys in the delinquent group, 95 in the control group.

Through independent evidence, taken out- side the study from official statistics and other investigations, it proved possible to establish two important sets of values: (a) the over-all risk _of a boy in Stockholm becoming known to the police and (b) the composition of the Stockholm population of youths with respect to social class, local area

and type of family. By means of the latter information it is possible to standardize the distributions obtained from the control group, so that delinquents can be compared with the total boy population. Again inde- pendent estimates have been used whenever possible to check those derived from the control group; the differences are small and well within the margin of sampling errors. The over-all risk comes out around 0,05.

10.2 [ndicators of Environment and Behaviour

In this volume environmental forces are approached through broad indicators of a type often used, at least some of them, in criminological research. To this category belong social class and type of family, already mentioned, also income and housing standard. By drawing from the records of judiciary and social-welfare institutions it is possible to construct an index similar to the ”social-handicap” scale used by Gibson and West (1970) which shows the extent to which defects in the family or its members have been noted, like the occurrence of alcoholism or drinking problems, sentences for non-trivial crimes, being on relief, or having come under the attention of the local child-welfare agency.

All these indicators have in common availability without special (and expensive) fieldwork as they are recorded as a matter of administrative routine. It was deemed impor— tant to work with such data in order to assess their performance as they can easily be employed in other studies, on a larger scale; this is not equally true of the methods which form the basis of the later reports. Also, such data permit a description of the family valid for a point in time much earlier than that of the first offence, indeed earlier than the birth of the boy in the case of other family members, if one wishes. Lastly, but not least important, they largely reveal aspects of the environment which are clearly ”outside” the boy, unaffected by his behav- iour. The exception here is child-welfare

information though anything caused by his first offence was excluded. A distinction has been drawn between ”exogeneous” environ- ment, and ”interactive” and ”selective” (or ”symptomatic”) environment, with the stress laid on the first.

With indicators of school performance the case is obviously different, we are here dealing with the boy”s behaviour, not prima- rily environment, and with phenomena which may well be regarded as more symptomatic than causal. In this capacity education and school performance may serve an important function, also poor school adjustment plays a causal role for the future career of the boy, and his life chances. Merits (grades) and certain other items are universally available much as the earlier data on environment; but each boy, including as always the controls, was also rated by his teacher on a number of behavioural variables at the request of the investigating staff.

Thus there were good reasons for choos- ing indicators of the kind just specified but it is equally clear that they impose limitations on analysis and interpretations which should be kept in mind.

10.3 Analytic Frame-Work

The philosophy behind the statistical and other analytic work contained in the present volume can best be described as epidemiol- ogical rather than in the tradition of grand criminological theory. Also, the practical functions of the study must not be lost sight of, its aim to guide action.

The central theme is differentiation, the degree to which delinquents are different from non-delinquents, and the rate, by age, at which they become different. This basic question can also be phrased as one of localization, or polarization. Whether young delinquents, especially when they first be- come known to the police, are different from other boys to any noteworthy extent must be regarded as an unsettled and controversial question in contemporary the- ory deSpite the voluminous literature on

social and psychological determinants of crime; recently this question has been expressed as a contrast between ”genetic” (developmental) and ”situational” causation (Gibbons, 1971). It has been suggested in this report that a suitable analytic frame- work for dealing with the process of differentiation is provided by random-walk models in statistics and the theory of probability; this is a scheme which is flexible, and neutral between many tradi- tional theories, and in itself not a hypothe- sis. Rather it permits different notions of the causal process to be expressed in terms of the frequency and impact of ”shocks” from the environment, and as changes in the ”position” or ”state” of the individual; this theme is further discussed in another paper (Carlsson, 1972).

All this argues for a quantitative approach to statistical associations or correlations, or statistical effects, between environment (or behavioural) variables and crime. It is not enough to determine in a categorical manner whether there is a relationship or not, not even if a test of statistical significance has been added. It is necessary to establish the strength of the relationship, whether it is weak, moderate or strong, and allied to this, how much difference it makes to the risk of becoming delinquent to come from one type of family rather than another. The technique used in this volume treats the group of delinquents (in tables called the B-grOup) and the control group (called the K-group) as if they were of equal size, and measures strength of association as the amount of overlap between two frequency curves (Fi- gures 4.3.1 and 7.7.2). The frequency curves show the distribution of the explanatory variable, e. g. some measure of environment, in the delinquent and total populations. It should be noted that the comparison is always between ”affected” (delinquent) and total, not with the ”non-affected” popula- tion, but given the small size of the over-all risk (po), viz. 5 %, the last-mentioned point is of less importance, non-affected and total populations can never be far apart on any

attribute or variable. Few of the environ- mental and behavioural properties can be expressed as continuous variables, though IQ and income can. The rest have to be handled as categorical data but interpreted in a similar way. The proportion mj of the delinquent group with an IQ less than, say, 90, is related to the proportion of the total population (ni) under 90, the quotient mj/nj is equivalent to pj/po, the delinquency risk of boys under 90 relative to the over-all risk of all boys irrespective of IQ. Similarly for attributes or categorical data, the proportion of boys from a high-risk environment, say a broken family, within the delinquent group (mj) is divided by the proportion of all boys coming from broken homes (nj), which again gives the relative delinquency risk of boys from broken homes. Sometimes with cate- gorical data, and always with continuous variables, there is more than one ”cutting point"; one may, for instance, determine proportions for IQ less than 90, or less than 80, or less than 70; with the social handicap scale, one may likewise dichotomize be- tween extreme degrees of social handicap and the rest, or between extreme and moderate degrees of handicap on the one hand, and the rest on the other. When more than one cutting point is tried, mj and nj are cumulative frequencies starting from the ”bottom”, high-risk end. In a special set of graphs, level-diagrams (Figures 4.3.2, 6.4.1, 6.8.1 and 7.7.1) statistical effects (relation- ships) are entered either as single points, or as sets of points when more than one dichotomization has been tried. In the graphs nj is set off along the abscissa, relative risk along the ordinate. ContOurs marking the different degrees of strength M1—M4 (or M1—M5) have been plotted. Any observed relationship, represented by a point or a set of points, can then be immediately appraised with regard to strength of association. The computations consist only in deterrnining mj/nj = pO/pj, and are quickly done, also on the basis of data already published in other studies.

Statistical effects of the size given by

contours M] or Mg must be called weak on any reckoning. In the views of the present author M4 marks the transition to a region where one is entitled to speak of ”moder- ate” rather than ”weak” effects, if we return to the overlapping distributions there is still with M4 only a minor part of the total variance accounted for as between-groups (delinquents and total population) variance (20 %; Table 4.3.1). However, as to the boundary between ”weak” and ”moderate”, or perhaps ”weak” and ”strong” Opinions may differ and readers are invited to look at the graphs and form their own judgrnent. A further note of warning should be added on the importance of the size of po, the over-all risk. Should the deviant behaviour studied be more frequent, so that pO is considerably larger than here, the difference between total and non-affected (non-deviant) popula- tions becomes a more important issue and one may have to think again about the proper basis of comparison.

10.4 Class and Family Factors

In Figure 4.3.2 have been entered the statistical effect of a few indicators of environment, among others: a combined classification by social class, type of family and type of neighbourhood (l); income (4), overcrowding (5). It will be seen that they are all weak, at most reaching level Mg. None of them surpasses IQ, admittedly a weak though persistent correlate of delin- quency (appearing as curves (2) and (3) in the graph, the two rely on slightly different computational methods). Taking social class by itself, without mixing it up with family type, etc., and family type without mixing it with class, etc., in no way changes the impression of weak relation in a predictable direction.

Comparable data from other studies, Swedish and foreign, are generally in good agreement with the results just mentioned. It is one of the advantages of this approach that it does much to dispel a sense of confusion due to apparently conflicting

results. It is not hard to understand why some accustomed statistical effect fails to turn up occasionally if it can be shown to be generally weak. Even the discrepancy often noted between results for officially regis- tered delinquency, and those obtained on the basis of self-reported delinquency, dis- cussed by Hirschi (1969) and others be- comes less mysterious. An estimate of the strength of relationships is a necessary first step to restore a much-needed sense of proportion in the field of crime causation.

With a second type of environmental indicators, embodying antisocial behaviour of parents, alcoholism and economic dis- tress, especially the social-handicap scale, statistical effects become somewhat more marked but hardly, it seems, reach a level that deserves the label ”strong”. In Figure 6.4.1 are shown the Swedish (4), and a British version (5) of such a scale, the latter from a paper by Gibson and West (1970). Again, there is not much difference; the British data yield an association a shade stronger than the Swedish.

10.5 The School Record

Figure 7.7.1 summarizes the results as far as school data are concerned. A categorical classification into ”normal” and ”sub-nor— mal” school achievement for the 3rd, 4th, Sth and 6th school year reSpectively was made in which ”normal” achievement means merits (grades) over a certain level, and being placed in a normal class (not one for retarded children, children with discipline problems, etc.). The statistical effects have been entered as observations (1), (2), (3) and (4). An index built on teachers” ratings, at the time of the study, i.e. for the delin- quents at the time of the first known offence, is found as a set of two points, (5); a report of truancy as (7). Generally speaking the relationships are somewhat stronger than those for environmental fac- tors though not very much so. School data, as pointed out earlier, are interesting chiefly though not exclusively as indicators of

behaviour and in a symptomatic capacity, they may be less interesting from a purely causal point of view. It is important, however, to have some means to tell how delinquent boys differ from non-delinquents in view of the conflicting opinions on this subject, and also to have a means of differentiating within the group of first-time delinquents those with more serious behav- iour problems from the less serious. On the latter subject more will be said when we come to the question of recidivism.

10.6. Ecological Analysis

Delinquent boys have been referred to one of 74 neighbourhoods or local areas in Stockholm by place of residence; the num- ber of delinquents relative to the population of boys 11—15 years of age was computed and its association with other characteristics of the areas noted. This is an analysis at the ecological rather than individual or family level, and a well-known type of criminologi- cal study. It proved possible to find high-risk and low-risk areas, and variability between areas was greater than could be accounted for by sampling fluctuations. There is the expected relation with the incidence of other social problems, like adult criminality, alcoholism, poverty and relief cases, etc., as established through other sources. One inter- esting finding is that area differences are in the direction which may be expected from individual relationships but somewhat stronger than one would anticipate. This speaks for the presence of ”contextual” or ”compositional” effects on the behaviour of individuals, that is to say, they are influ- enced not only by their own family back- ground but also by the composition of the local area.

However, ecological effects do not amount to & major determinant of delin- quency. As far as can be judged, they are weaker than those reported in American studies. Delinquency is widely scattered, not strongly localized.

10.7 Recidivism

So far we have mentioned only statistical effects with respect to first-time offenders, that is, the distinction never-delinquent/ever- delinquent (before the age of 15). Bearing in mind the often trifling nature of the crime for which the boys became known to the police, and the fact, revealed by studies of self-reported delinquency, that most boys have committed some crime, it was by no means clear that the group of delinquents would be deviant enough to merit much attention. However, follow-up data show that no less than 72 % have been registered for at least one further offence before the age of 21. An appreciable proportion, half, are known to have developed a drinking problem and one quarter have committed a crime of violence. As a whole the group of first-time offenders cannot be called ”nearly normal”, and its problems (or the problem they present to society) trivial.

It is possible to distinguish one-time offenders and respeaters within the original group of first-time offenders, and look for differences between the two. One finds that repeaters are worse off, both in terms of environmental data and in terms of school adjustment. The relevant observations are found in Figure 6.8.1 where the socialhandi- cap scale applied to the difference between control group and repeaters is entered as (4); and in Figure 7.7.1 which gives the statistical effect of school achievement at the end of the 4th school year (8) and teachers, ratings (9), again with regard to the difference between controls and repeaters. The effects become somewhat stronger when one-time offenders are taken out of the delinquent group. Two explanations can be given for this fact: Environment continues to exert an influence after the first offence, and in part determines the risk of recidivism; or repeat— ers were already at the line of their first officially known transgression of the law far more committed to antisocial behaviour and antisocial contacts than one-time offenders.

The high rate of recidivism for the original

group of first-time offenders as a whole is, very likely, a product of the low proportion of reported crimes cleared up by the police. Occasional offenders, normal or nearly nor- mal boys who rarely violate the law, run a very low risk of ever becoming known to the police even though they are not perfectly law-abiding, while boys who frequently commit crimes sooner or later get caught. Whenever such conditions prevail selecting for study boys known to the police, especial- ly at a relatively low age, will result in a sample greatly ”enriched” in fairly serious cases. If this conclusion is borne out by further study it makes a wait-and-see atti- tude to first-time offenders questionable.

10.8 Concluding Remarks

The analysis reported in this volume, and here reviewed, give an impression of a causal process which conforms neither to a pattern of early environmental determinism nor to a pattern of late determinism bound to situa- tional factors, but rather falls in between these two.

Environment can never be grasped in its fully and infinitely varied, ever—changing texture, and the statements one makes are subject to the qualification that the indi- cators chosen and used in the statistical work have been too crude, or missed the mark altogether. As far as they take us they allow categories (strata) of families, and hence environments, to be located which are characterized by higher-than-average delin- quency risks, and correspondingly, strata with lower-than-average risks. Boys in the former may run three times the average risk, and even higher relative to the risk in a ”most favoured” stratum. This may seem a strong effect but is only obtained with fairly, extreme demarcations of strata, which then contain only a very small part of the population. And it should be kept in mind that the average (over-all) risk of becoming known to the police (before 15) is of the order of 5 %. In the high-risk stratum above there are still only around 15 % of the boys

who become delinquent. It has not been possible to find strata, and segments of the population, where the risk is 50 %, let alone 100 %. To speak of early environment as fate, and delinquency as predetermined, is to go entirely beyond the evidence. To repeat, new data, and result.c from other parts of the project, may bring about a revision of this view. Such data might consist in a demonstration that boys who become delinquent are markedly different from other boys in personality traits, using the latter term in a wide sense to cover also attitudes, values, and habits. If this is indeed the case, and the differences appear to antedate delinquency, their origin must lie in the early environment, or alternatively, in genetic (hereditary) factors, whether we succeed in specifying the causative agents or not. School data failed to disclose such early and clear-out differences in a decisive man- ner, but other approaches may get us a bit further along that road.

As long as new developments do not drastically affect the interpretation sug- gested in these pages, what are the impli- cations for action and social policy? If delinquency, or delinquency-proneness, cannot be narrowly and precisely located in the social structure, nor can the counter- attack be directed to small groups, or based on a few measures. Rather a broad spectrum of methods seems called for, aimed both at early, family-related factors and late factors, related to the immediate situation, e. g. the protection of property.

Litteraturförteckning

Altvall, Helena Bostadssocial beskrivning av Stockholm år 1968. Stockholms social- nämnd 1971. Stencil. Becker, H. Outsiders: Studies in the Sociolo- gy of Deviance. New York, Free Press, 1963. Bjerver, K. An Evaluation of Compulsive Treatment Programs. Opuscula Medica 1972: Supplementum XXV. Stockholm 1972. Blomberg, D. Den svenska ungdomsbrottslig— heten. 3. uppl. Stockholm, Natur och Kultur, 1971. Bloom, B. S. Stability and Change in Human Characteristics. New York, Wiley, 1964. Boalt, Gunnar Socialt beteende. Stockholm, Natur & Kultur, 1967. Carlsson, G. "Random-Walk Effects and Behavioral Data”. Publiceras iBehavioral Science, sept. 1972 (vol. 12). Carlsson, G. ”Undersökningen ibelysning av den allmänna kriminalitetsutvecklingen". Kap. 3 i Unga lagöverträdare [. Betänkan- de avgivet av 1956 års klientelundersök- ning rörande ungdomsbrottslingar. SOU 1971:49. (1971 a) Carlsson, G. ”Utredningsuppdraget och ty- per av kriminalitetsförklaringar”, Kap. 5 i Unga lagöverträdare I. (1971 b) Carlsson, G. ”Debut och upptäcktsrisk”, bil. 1 till Unga lagöverträdare ]. (1971 c) Centralförbundet för Socialt Arbete Liga- brottsligheten, Stockholm, Kooperativa Förbundets förlag, 1941. Chilton, R. J. & Markle, G. E. ”Family Dis- ruption, Delinquent Conduct and the Effect of Subclassification”. American Sociological Review, 1972 (37), 93—99. Christie, N. Unge norske lovovertredere. Oslo, Universitetsforleget, 1960.

Cohen, A. Delinquent Boys. New York, Free Press, 1955. Elmhom, K. Faktisk brottslighet bland skol- barn. SOU 1969:1. Stockholm, 1969. Gibbons, D. C. ”Observations on the Study of Crime Causation". American Journal of Sociology, 1971/72 (77), 262—278. Gibson, H.B. & West, D. J. ”Social and Intellectual Handicap as Precursors of Early Delinquency”, British Journal of Criminology, 1970 (10), 21—32. Glaser, D. "The Differential-Association Theory of Crime”, s. 425—442 1 A.M. Rose (utg.), Human Behavior and Social Processes. Boston, Houghton-Mifflin, 1962. Glueck, S. & Glueck, E. Unraveling Juvenile Delinquency. New York, Commonwealth Fund, 1950. Gove, W. R. "Societal Reaction as an Explanation of Mental Illness: An Evalua- tion”. American Sociological Review, 1970 (35), 873—884. Hellberg, O. ”Debut och återfall i brott". Kap. 10 i Unga lagöverträdare I. Betän— kande avgivet av 1956 års Klientelunder- sökning rörande ungdomsbrottslingar. SOU 1971:49. Hirschi, T. Causes ofDelinquency. Berkeley, Univ. of California Press, 1969. Home Office The Sentence of the Court. London, H. M. S. O., 1964. Hurwitz, S. & Christiansen, K.O. Krimino- logi. Vol. 11. Kobenhavn, Gyldendal, 1971. Husén, L. under medverkan av T. Husén och N.-E. Svensson Elever-Lärare-Föräldrar. Stockholm, Almqvist & Wiksell, 1959. Husén T. (tillsammans med I. Emanuelsson, I. Färgerlind och R. Liljefors), Talent,

Opportunity and Career. Stockholm, Alm- qvist & Wiksell, 1969. Janson, Carl-Gunnar "Amerikanska ekologer om storstadens inre differentiering”, i Aktuella Samhällsfrågor, utg. av Central- förbundet för Socialt arbete, Stockholm, 1955.

Janson C.—G. Projekt Metropolitan — Some Preliminary Results. Stencil, ca 1971.

Jonsson, G. Delinquent Boys, Their Parents and Grandparents, Copenhagen, Munks- gaard, 1967. (Acta Psychiatrica Scandina- vica, vol. 43, 1967,supp1. 195). Jonsson, G. ”Den teoretiska bakgrunden”. Kap. 4 i Unga lagöverträdare I. Betänkan- de avgivet av 1956 års klientelundersök- ning rörande ungdomsbrottslingar, SOU l971:49. Jonsson, G. och Kälvesten A.-L. 222 Stock- holmspoikar. Stockholm, Almqvist & Wiksell, 1964. Kitsuse, J. [. ”Societal Reaction to Deviant Behavior: Problems of Theory and Me- thod”, sid. 87—102 i H. Becker (utg.), The Other Side: Perspectives on Deviance. New York, Free Press, 1964. MacMahon, B., Pugh T. F. & Ipsen, J. Epide- miologic Methods. Boston, Brown-Little, 1960. McNemar, G. The Revision of the Stanford- Binot Scale. Boston, Hughtorn-Mifflin, 1942. Malmquist, S. ”Några synpunkter på den statistiska analysen av undersöknings- materialet”. Kap. 6 i Unga lagöverträdare [. Betänkande avgivet av 1956 års klientel— undersökning rörande ungdomsbrotts- lingar. SOU 1971:49. Matza, D. Delinquency and Drift. York, Wiley, 1964. Merton, R. K. Social Theory and Social Structure. Rev. ed. Glencoe, Free Press, 1957. Nye, F. I., Short, J. F. & Olson, V. J. ”Socio-Economic status and Delinquent Behavior” i F. I. Nye, Family Relation- ships and Delinquent Behavior. New York, Wiley, 1958. Olofsson, Birgitta Vad var det vi sa! Om kriminellt och konformt beteende bland skolpojkar. Akad. avh. Stockholm, Utbild- ningsförlaget. 1971. _ Olofsson, Birgitta ”Beskrivning av debut- brottssituationen”. Kap. 9 i Unga lagöver- trädare I. Betänkande avgivet av 1956 års klientelundersökning rörande ungdoms- brottslingar. SOU 1971 :49. (1971 a) Reid, D. D. Epidemiological Methods in the

New

Study of Mental Disorders. Geneva, W. H. O., 1960. Robins, L. N. Deviant Children Grown Up. Baltimore, William & Wilkins, 1966. Robinson, W. S. ”Ecological Correlations and the Behavior of Individuals”, Ameri- can Sociological Review, 15 (1950), s. 351—357. Schur, E. M. ”Reactions to Deviance: A Cri- tical Assessment”. American Journal of Sociology, 1969/70 (75), 309—322. Shaw, C. R. & Mc Kay, H. D. Juvenile Delin- quency and Urban Areas, Rev. ed. Chica- go, Univ. Of Chicago Press, 1969, 1 ed. 1942. Stockholms Stads Statistiska Kontor, All— männa bostadsräkningen i Stockholm, 1960. Stockholm, 1965. Svahn, [. "Insamlingen av undersöknings- materialet”. Kap. 7 i Unga lagöverträdare [. Betänkande avgivet av 1956 års klientel- undersökning rörande ungdomsbrotts- lingar. SOU 1971 :49. Svensson, A. Relative Achievement. Stock- holm, Almqvist & Wiksell, 1971. Wallis, C. P. & Maliphant, R., ”Delinquent Areas in the County of London: Ecologi- cal Factors”. British Journal of Crimino- logy, 1967 (7), 250—285. Werner, B. ”Socialgruppsfördelning vid själv- deklarerad brottslighet”. Nordisk Tids- skrift for Kriminalvidenskap, 1971 (59), 191—215. West, D. J. The Young Offender. London, Duckworth, 1967. Yates, F. Sampling Methods for Censuses and Surveys. London, Griffin, 1949.

1956 års klientelundersökning Unga lagöver- trädare [, SOU 1971 :49. Stockholm 1971.

Kronologisk förteckning

mumsa-ni (JN—l

11. 12 13.

15. 16.

17. 18. 19.

. Ämbetsansvaret ll. Ju. Svensk möbelindustri. |. Personal för tyg— och ning. Fö.

Säkerhets- och försvarspolitiken. Fö. CK R(Centrala körkortsregistret) K. Reklam |. Beskattning av reklamen. U. Reklam ll. Beskrivning och analys. U. Reklam lll. Ställningstaganden och förslag. U. (Utkommer senare.) Reklam IV. Reklamens bestämningsfaktorer'.” U. (Utkommer senare.)

intendentu rfö rvalt-

. Godsbefordran till sjöss. Ju. Förenklad löntagarbeskattning. Fi. Skadestånd IV. Ju. Kommersiell service i glesbygden ln. Revision av vattenlagen. Del 2. Ju. Ny regeringsform ' Nv riksdagsordning. Ju.

Ny regeringsform - Ny riksdagsordning. (Följd- författningar) Ju.

Nomineringsförfarande vid riksdagsval ' Riks- dagen i pressen. Ju. Norge och den norska exilregeringen under andra världskriget. Ju. Uppsökande verksamhet för cirkelstudier inom vuxenutbildningen. U. Läs— och bokvanor i fem svenska samhällen. Litteraturutredningens läsvanestudier. U. . Svävarfartslag. K. . Domstolsväsendet IV. Skiljedomstol. Ju.

Högre utbildning — regional rekrytering och samhällsekonomiska kalkyler. U. . Vägfraktavtalet ||. Ju.

Naturgas i Sverige. 1. Förskolan 1. S. Förskolan 2. S. Konsumentköplag. Ju.

. Konsumentupplysning om försäkringar. H. Bostadsanpassningsbidrag. ln. Lag om hälso- och miljöfarliga varor. Jo. Kommunalt samlingsstvre eller majoritets- styre? C. Förhandlingsrärt för pensionärer. ln. Familjestöd. S. Skogsbrukets frö- och plantförsörjning. Jo. Samhälle och trossamfund. Slutbetänkande. U. . Samhälle och trossamfund. Bilaga 1—19. U. . Samhälle och trossamfund. Bilaga 20. Andra trossamfu nds ekonomi. U. Abortfrågan. Remissyttranden. Ju. Konkurrens i bostadsbyggandet. In. Familj och äktenskap i. Ju. Vägtrafikbeskattningen. Fi. Utnyttjande och skydd av havet. I. Reformerad skatteutjämning. Fi. Kulturminnesvård. U. Landskapsvård genom täktsamverkan. Ju. Data och integritet. Ju.

Riksdagen och försvarsplaneringen. Fö.

. Tryckfriheten och reklamen. Ju. . Skyddsrum. Fö.

Sjölagens befraktningskapitel. Ju. Rapport angående kommunal information m.m. C. Handräckningstjänst i försvaret. Fö.

. Skyddar arbete. I_n. Decentralisering av statlig verksamhet — ett led i regionalpolitiken. Del 2. Slutrapport. Fi.

73.

74. 75. 76.

. Glesbygder och glesbygdspolitik. ln. Ledningsrättslag. Ju. Koncession för pipelines. K. Att välja framtid. Ju. Beskattade förmåner vid sjukdom och arbets- löshet m. m. S. Försök med bibliotek. Litteraturutredningens biblioteksstudier. U. Offentligt stöd till de politiska partierna. Ju. Näringslivets försörjning med riskkapital från allmänna pensionsfonden. Fi. Kriminalvård. Ju. . Barnavårdsmannafrågan. Ju. Ny kulturpolitik. Del 1. Nuläge och förslag. U. Ny kulturpolitik. Del 2. Sammanfattning. U. . Värnpli ktsförmåner. Fö. Värnpliktigas ekonomiska och sociala situa- tion. Bilaga 5 till UFV betänkande Värnplikts— förmåner. Fö. Rätten till ratten. Förslag till körkortsreform. Del 1. Allmän motivering. Ju. Rätten till ratten. Förslag till körkorrsreform. Del 2. Lagtext och specialmotivering. Ju. Rätten till ratten. Förslag till körkortsreform. Del 3. Expertutredningen. Ju. Ersättning för vissa obefogade frihetsinskränk- ningar. Ju. Arbetskraften inom byggnadsverksamheten. In. Skyddat arbete. Bilagor. ln. Unga lagöverträdare ll. Ju.

Systematisk förteckning

Justitiedepartementet

Ämbetsansvaret II. [1] Godsbefordran till s'öss. [10]

Skadestånd IV. [12[

Revision av vattenlagen. Del 2. [14] Grundlagberedningen. 1. Ny regeringsform ' Ny riksdagsordning. [15] 2. Ny regeringsform - Ny riksdagsordning (Följdförfattningar) [16] 3. Nomi- neringsförfarande vid riksdagsval - Riksdagen i pressen. [17] 4. Norge och den norska exilrege- ringen under andra världskriget. [18] Domstolsväsendet IV. Skiljedomstol. [22] Vägfraktavtelet ||. [[24] Konsumentköplag. 28]

Abortfrågan. Remissyttranden. [39] Familj och äktenskap |. [41] Landskapsvård genom täktsamverkan. [46] Data och integritet. [47] Tryckfriheten och reklamen. [49] Sjölagens befraktningskapitel. [51] Ledningsrättslag. [57]

Att välja framtid. [59] Offentligt stöd till de politiska partierna. [62] Kriminalvård. [64]

Barnavårdsmannafrågan. [65] Trafikmålskommittén. 1. Rätten till ratten. Förslag till körkortsreform. Del 1. Allmän motivering. [70] 2. Rätten till ratten. Förslag till körkortsreform. Del 2. Lagtext och specialmotivering. [71] 3. Rät— ten till ratten. Förslag till körkortsreform. Del 3. Expertutredningen. [72] Ersättning för vissa obefogade frihetsinskränk- ningar. [73] Unga lagöverträdare II. [76]

Försversdepartementet

Personal för tyg- och intendenturförvaltning. [3] 1970 års försvarsutredning. 1. Säkerhets- och för- svarspolitiken. [4] 2. Riksdagen och försvarsplane- ringen. [48 Skyddsrum. [50] Handräckningstjänst i försvaret. [53] Utredningen rörande systemet för förmåner åt värnpliktiga m.fl. (UFV) 1. Värnpliktsförmåner. [68] 2. Värnpliktigas ekonomiska och sociala situa- tion. Bilaga 5 till UFV betänkande Värnpliktsför- månar. [69]

Socialdepartementet

1968 års barnstugeutredning. 1. Förskolan 1. [26] 2. Förskolan 2. [27]

Familjestöd. [34]

Beskattade förmåner vid sjukdom och arbetslöshet m. m. [60]

Kommunikationsdepartementet CKR.(Centrala körkortsregistret) [5] Svävarfartslag. [21]

Koncession för pipelines. [58]

Finensdepartementet Förenklad löntagarbeskattning. [11] Vägtrafikbeskattningen. [42] Reformerad skatteutjämning. [44]

Decentralisering av statlig verksamhet — ett led i regionalpolitiken. Del 2. Slutrapport. [55] Näringslivets försörjning med riskkapital från all- männa pensionsfonden [63]

Utbildningsdepartementet

Reklamutredningen. 1. Reklam |. Beskattning av reklamen. [6] 2. Reklam ll. Beskrivning och analys. 7 3. Reklam lll. Ställningstaganden och förslag. [8 (Utkommer senare). 4. Reklam IV. Reklamens bestämningsfaktorer. [9] (Utkommer senere.) Uppsökande verksamhet för cirkelstudier vuxenutbildningen. [19] 1968 års litteraturutredning. 1. Läs- och bokva'lor i fem svenska samhällen. Litteraturutredningens äs- vanestudier. [20] 2. Försök med bibliotek. Littera- turutredningens biblioteksstudier. [61] Högre utbildning — regional rekrytering och sam- hällsekonomiska kalkyler. [23] 1968 års beredning om stat och kyrka. 1. Samhälle och trossamfund. Slutbetänkande. [36] 2. Samhälle och trossamfund. Bilaga 1—19. [37] 3. Samhälle och trossamfund. Bilaga 20. Andra trossamfunds ekonomi. [38]

Kulturminnesvård. [45]

Kulturrådet. 1. Ny kulturpolitik. Del 1. Nuläge och förslag. [66] 2. Ny kulturpolitik. Del 2. Samman- fattning. [67]

irom

Jordbruksdepartementet

Lag om hälso- och miljöfarliga varor. [31] Skogsbrukets frö- och plentförsörjning. [35]

Handelsdepartementet Konsumentupplysning om försäkringar. [29]

Inrikesdepartementet

Kommersiell service i glesbygder. [13] Bostadsanpassningsbidrag. [30] Förhandlingsrätt för pensionärer. [33] Konkurrens i bostadsbyggandet. [40] Utredningen rörande den skyddade sysselsättning- en. 1. Skyddat arbete. [54] 2. Skyddat arbete. Bilagor. [75] Glesbygder och glesbygdspolitik. [56] Arbetskraften inom bvggnadsverksamheten. [74]

Civildepu'tementet Kommunalt samlingsstyre eller majoritetsstvre? [32] Rapport angående kommunal information m.m. 52]

Industridepartementet

Svensk möbelindustri. 2] Naturgas i Sverige. [25 _ Utnyttjande och skydd av havet. [43]

Anm. Siffrorna inom klammer betecknar utredningarnas nummer i den kronologiska förteckningen.

I_ |||-|: -_

?

"DFI: "'='-" lli * . ......ltth ”__ | .. ,, ' "L ' .. IE,-"D”V". vi - .. =” 'i" -.'; * .. _. 11115 sint? ml] lj. ”d 17) _ "11.. -,._- ,!'" ' -_ "J.. ' '

H |._ ., ||.l ..

. "win-' J-hl L. llfl'.[I-::l["3:[I1-'IT [+. ? El". :. ' .. . | ru | ;p r:— " I ..-l " __ 'i _ | .. _ . lql-wartl'll . . , r l

'! & Allmänna Förlaget ISBN enas—013320