Livsløp i utakt

Ungdomstida, som i vår tid for mange strekkjer seg fram mot 30-årsalderen, er ein livsfase karakterisert av demografisk trengsel. Det vil seie at det er mange livsløpsovergangar som skal gjennomførast på kort tid. Talet på overgangar kan vere ulikt frå person til person, og rekkjefølgja mellom overgangane kan også variere. Men for mange dreier seg om å flytte frå foreldreheimen, fullføre utdanninga, få arbeid, gå inn i fast romantisk relasjon, få barn og etablere eigen heim. Derfor blir dette også kalla ein overgangstett fase av livet. Buchmann og Kriesi (2011:482) formulerer det slik: «The transition to adulthood marks a demograhpically dense life period when transition events accumulate and partially overlap.»

Ifølgje livsløpsteori kan timinga, dvs. tidsplasseringa av overgangar, ha konsekvensar for det seinare livsløpet. Til vanleg er det mest gunstig med overgangar til normert tid (on-time). Uheldig kan det vere med såkalla off-time overgangar, både for tidlege eller for seine. Problematiske er også mislykka eller manglande overgangar, for eksempel i utdanningsløpet, i arbeidslivet eller i familielivet. Denne tankegangen rundt avvikande tidsplasserte overgangar, er på mange måtar uttrykk for ein utakthypotese.

Å bli avhengig av trygd tidleg i vaksenlivet er indikasjon på livsløp i utakt. I 2013 er det i alderskategorien 25–29 år knapt 5200 (1,7 %) som får uføretrygd i Noreg. Trygdeandelen i denne alderen er noko høgre blant menn enn kvinner – 2,2 prosent mot 1,3 prosent (NAV, 2013). Men i enkelte kategoriar ungdom er trygdeprosenten langt høgre, for eksempel blant dei som har hatt særskilt tilrettelagd opplæring i vidaregåande, såkalla særvilkårselevar. Her har vel tredjedelen trygd sist i 20-årsalderen (Myklebust 2013). I denne artikkelen analyserer eg korleis trygdetilpassing sist i 20-åra blant tidlegare særvilkårselevar heng saman med to andre overgangar som indikerer utakt tidlegare i livsløpet, nemleg etterslep i vidaregåande opplæring og familieetablering som avvik frå det mest vanlege overgangsmønsteret. Fire andre uavhengige variablar er brukte som kontroll i denne analysen.

Livsløpsperspektiv

Livets vev har tre typar tråder. For det første gjeld det utviklingsbaner som viser fysisk og psykologisk endring. For det andre er det sosiale stiar, dvs. sekvensar av institusjonaliserte roller og aktivitetar. For det tredje gjeld det sosiale konvoiar, dvs. kontinuitet og endring i interpersonlege relasjonar. Desse tre trådtypane er situerte både i nære og fjerne kontekstar som igjen er influerte av historiske hendingar (jf. Crosnoe & Johnson, 2011:440)

Livsløpsperspektivet er i aukande grad brukt i samfunnsforskinga, for eksempel når ein studerer arbeidsløyse og trygdetilpassing (jf. Cooke & Gazso, 2009:352). Tilpassing til arbeid eller trygd kan forståast med utgangspunkt i livsløpsteori utforma av Elder & Johnson (2003). I dette perspektivet er det for det første viktig å tidog stadfeste dei hendingane og handlingane som skal analyserast. I vårt tilfelle gjeld det altså trygdetilpassing i det første tiåret etter tusenårsskiftet hos norske ungdommar som tok til på vidaregåande opplæring med særskilde vilkår midt på 1990-talet. Eit anna viktig element i livsløpsperspektivet er dei sosiale relasjonane som aktørane er innvovne i. Eit eksempel her er om ein greier halde tritt med jamaldringane gjennom skuleløpet, eller om ein blir hengjande etter og må gå i nye klasser med yngre elevar. Eit tredje element i dette perspektivet gjeld timing, dvs. når i livsløpet viktige overgangar skjer. Dette blir utdjupa slik av ein leiande livsløpsforskar:

Perhaps the single most important hallmark of life-course scholarship–its emphasis on timing–symbolizes the degree to which sociologists rely on age as part of their lenses. The principle of timing is that the age at which an experience occurs has a lot to do with how it is experienced. The emphasis on timing, for example, is exemplified in longstanding research on age norms for adult transitions, which examines the consequences that come when the major adult transitions– such as leaving home, getting married, or having children – happen «early», «on time», or «late» (Settersten, 2009, s. 75).

Problematisk kan det vere om ein for eksempel får barn uvanleg tidleg i livet. Kritisk kan det også vere når slike overgangar ikkje skjer i det heile eller er kraftig forseinka, for eksempel at ein ikkje har fått barn i ein alder der dei fleste jamaldringane alt er blitt foreldre.

Handlingsevna til den enkelte har også ein sjølvsagd plass i dette perspektivet. Dette opnar for individuell variasjon. Eit eksempel på redusert handlingsevne finn ein blant dei som er fødde med forskjellige former for tyngre funksjonshemming som kan minske sjansane til å greie seg i utdanning og arbeid. Samspelet mellom desse elementa vil setje sitt preg på livsløpet, for eksempel om det blir prega av positive eller negative endringsspiralar, det som ofte blir kalla cumulative advantages and disadvantages (jf. O’Rand, 2009, s. 21–140, Ferraro & Kelley-Moore, 2003, s. 708–710).

I livsløpslitteraturen blir det ofte lagt vekt på at overgangane er normativt influerte når det gjeld tidsplassering og rekkjefølgje (timing and sequencing). Det blir også framheva at overgangar i uttakt med jamaldringane kan ha seinare negative livsløpskonsekvensar. I eit mykje referert arbeid frå 1965 blir omgrepa sosiale klokker og timing kopla saman på denne måten: «Men and women are aware not only of the social clocks that operate in various areas of their lives, but they are aware of their own timing and readily describe themselves as early, late, or on time with regard to family and occupational events» (Neugarten, Moore & Lowe, 1965, s. 711). Den internaliserte sosiale klokka fortel altså folk om dei er i tide (on time) eller i utide (off-time). Dei fleste har såleis ei førestilling om «the normal, expectable life cycle, a set of anticipations that certain life events will occur at certain times.» (Neugarten, 1996, s. 184).

Individ vurderer seg sjølve i forhold til sosialt definert tid. Bernice Neugarten (1996, s. 90) understrekar at alle samfunn er aldersstrukturerte med eit system av sosiale forventningar om alderspassande åtferd. Individet går gjennom ein sosialt regulert syklus frå fødsel til død like ubønhøyrleg som gangen gjennom den biologiske syklusen. Etter dette synet finst det eit sosialt bestemt tidsskjema for dei store livshendingane. Det er ei tid for giftarmål, ei for barneoppseding og ein livsfase for pensjonistliv. Å vere i takt eller utakt er grunnlag for sjølvvurdering. Kvinner og menn samanliknar med livsløpet til venner, søsken og foreldre for å sjå om dei gjer det godt eller dårleg, og då har dei alltid tidslinja i tankane (Neugarten, 1996, s. 184). Det avgjerande blir då korleis ein gjer det med omsyn til alderen. Billari & Liefbroer, (2007, s. 182) legg særleg vekt på at folk samanliknar seg med jamaldringar når det gjeld viktige livsløpsovergangar.

Ifølgje Wrosch and Heckhausen (2005, s. 112–113) er aldersnormative forventningar sosialt aksepterte førestillingar om endringar i livet frå fødsel til død. Slike forventningar kan oppfattast som sosialt konstruert realitet om alderspassande åtferd for livsløpsovergangar. Heinz og Krüger peiker på at det klassiske omgrepet statusinkonsistens (som refererer til individets sprikjande sosiale plassering på ulike samfunnsområde) er blitt omforma til livsløpsdiskontinuitet: « … that is temporal discrepancies between institutional definitions of age-related participation and the individual timing, sequencing and duration of transitions» (Heinz & Krüger, 2001, s. 36).

Slik livsløpsutakt kan vere problematisk for mange. Wrosch & Heckhausen (2005, s. 112) framhevar at individ som er i rute (on-time) i eigen utviklingsprosess har jamaldringar som kan gi støtte. Dei som er i livsløpsutakt (offtime) må mobilisere fleire interne ressursar for å kompensere for manglande sosiostrukturell støtte. Men å gå mot straumen er krevjande: «Using opportunities at the right time in life helps to attain positive outcomes, while trying to attain life-course achievements against external constraints («swimming against the stream») bears high costs for a person’s resources» (Wrosch & Heckhausen, 2005, s. 111).

Metodisk tilnærming

Forsking om livsløpsbaner og overgangar krev eit longitudinelt opplegg. Slik forsking er kostbar, og det er nok ein av grunnane til at dei fleste longitudinelle studiane om funksjonshemma menneske dreier seg om små utval som er studerte over eit relativt avgrensa tidsspenn (Blossfeld, Schneider & Doll, 2009). Men det finst unntak. Ved Møreforsking og Høgskulen i Volda er det eit longitudinelt prosjekt – dei første åtte åra finansiert av departement og forskingsråd – som har følgt prospektivt ei stor gruppe menneske som midt på 1990-talet tok til på vidaregåande opplæring med særskild tilrettelegging. Det opphavlege utvalet på 760 ungdommar utgjorde vel tredjedelen av dei rundt 2000 elevane som starta vidaregåande med særskilt tilrettelagd opplæring i 1994 og 1995 i Møre og Romsdal, Nord-Trøndelag og Hedmark, pluss dei som tok til i 1995 i Finnmark, Rogaland og Oslo.

I mange år har ein regelmessig samla inn data om desse unge menneska. Frå våren 1996 til våren 1999 fylte klassestyrarane ut spørjeskjema for kvar elev ein eller to gonger i året. Deretter var det fleire rundar med datainnsamling frå dei unge – telefonintervju for dei fleste, men også spørjeskjema for dei som heller ville skrive svara sjølve. I 2007, då dei tidlegare elevane med særskild tilrettelegging var 28–29 år, fekk ein svar frå 373 av dei 633 unge menneska som den gongen var potensielt tilgjengelege. (Leiinga ved ein del av skulane som i starten hadde hatt listene med namn og identifikasjonsnummer, kunne eller ville ikkje framskaffe namna på 118 elevar frå startutvalet. Dessutan var ni døde). Svarprosenten vart då 58,9.

I denne innsamlingsrunden var det rundt 18 prosent som sa nei takk til vidare deltaking i studien. Ein noko større andel svarte ikkje på telefon eller tilsendte brev. I tillegg var det uråd å finne adresse og telefonnummer for somme (jf. Båtevik & Myklebust, 2007). Dette er dei klassiske grunnane til fråfall i longitudinelle undersøkingar (Laurie, 2008).

I slik forsking oppstår fråfall i kvar ny innsamlingsrunde. Det gjer at utvala i longitudinell forsking fort kan bli skeive, og det kan truge både den interne og den eksterne validiteten (Barry, 2005). Dette problemet er likevel mindre om ein har oversyn over korleis skeivskapen i utvalet er. Slik kunnskap får vi ved å samanlikne strategiske variablar i populasjonen og i utvala frå 1996 og 2007, dei tidspunkta som analysane i denne artikkelen refererer til.

Skilnadene mellom dei to utvala er ikkje store. Unntaket er at i 2007-utvalet er ein viss underrepresentasjon av individ som starta vidaregåande på studieførebuande linjer. Men skilnadene mellom utvala og populasjonen er ganske store når det gjeld nokre av variablane. Studentar i ordinære klasser og på studieførebuande linjer er underrepresentert i utvala, medan det er overrepresentasjon blant dei som tok til i spesialklasser og blant dei som hadde uspesifisert linjetilknyting. Men prosentdelen som starta på yrkesfaglege linjer er lik i utvala og i populasjonen. Det er heller ingen skeivskap når det gjeld kjønn, der det både i utvala og i populasjonen er i overkant av 60 prosent gutar. Denne overvekta av gutar synest vere eit allment mønster som er blitt dokumentert i mange land (OECD, 2003).

Det går fram av tabell 2 at i hovudsak er analyseutval og hovudutval ganske like når det gjeld type og omfang av funksjonsvanskar og helseproblem.

Tabell 1. Samanlikning mellom studentar med særskild tilrettelegging i utvala frå 1996 og 2007 og den populasjonen utvala er henta frå. Prosent.

	POPULASJON I UTDANNING 1996	1996-UTVALET	2007-UTVALET
Mesteparten av tida i ordinære klasser det første skuleåret (1995-kohorten) eller det andre skuleåret (1994-kohorten)	58,1	51,3	52,8
Mesteparten av tida i spesialklasser det første skuleåret (1995-kohorten) eller det andre skuleåret (1994-kohorten)	41,9	48,7	47,2
Studieførebuande linjer det første skuleåret (1995-kohorten) eller det andre skuleåret (1994-kohorten)	13,7	12,1	8,8
Yrkesfaglege linjer det første skuleåret (1995-kohorten) eller det andre skuleåret (1994-kohorten)	79,3	76,1	78,3
Uspesifiserte kurs det første skuleåret (1995-kohorten) eller det andre skuleåret (1994-kohorten)	7,0	11,8	12,9
Jenter	37,6	38,7	37,5
Gutar	62,4	61,3	62,5
N	1853	760	373

Tabellen er basert på informasjon frå Båtevik og Myklebust (2007:9–10).

Tabell 2 viser at det gjennomsnittlege funksjonsnivået er heilt likt i dei to utvala. Men det er nokre mindre forskjellar når det gjeld dei ulike funksjonsvanskane. Jamført med hovudutvalet er det i analyseutvalet ein større prosentdel som har lese- og skrivevanskar, synsproblem, rørsleproblem og motoriske vanskar. Til gjengjeld er det i dette utvalet ein mindre prosentdel med generelle lærevanskar, språk- eller kommunikasjonsproblem og reknevanskar. Her bør også leggjast til at mange har kombinasjonar av ulike funksjonsvanskar. For eksempel hadde godt over tredjedelen reknevanskar kombinert med lese- og skriveproblem. Knapt femtedelen hadde reknevanskar i kombinasjon med psykososiale problem.

Analyseopplegg

Den avhengige variabelen i analysen er risikoen for å trygdemottak sist i tjueårsalderen. I dette materialet er det opplysningar om respondentane er avhengige av trygd eller sosialstøtte for å greie seg i kvardagen. I intervjuet og i spørjeskjemaet vart det same spørsmålet brukt: Mange unge tener ikkje nok pengar sjølve til å klare seg på eiga hand. Kva er viktig for at du klarer deg i kvardagen? Ved manglande eller ufullstendig svar vart fem svaralternativ presenterte:

• Løn frå eige arbeid?
• Pengehjelp frå foreldre eller sysken?
• Stipend eller studielån?
• Trygd eller sosialstøtte?
• Løna til sambuar eller ektefelle?

På grunnlag av den informasjonen som vart innsamla på denne måten, kunne rundt 37 prosent klassifiserast som trygdemottakarar då dei var sist i tjueåra.

I denne analysen har vi to variablar som registrerer eventuell livsløpsutakt. Det gjeld for det første ein variabel som fangar opp om respondentane var i rute eller ikkje midtvegs i vidaregåande. Dei som ikkje greier å halde tritt med jamaldringane år for år, har forseinka overgangar og får dermed etterslep i utdanningsløpet. Dei er demed i utakt, altså off-time. Og dette blir rekna som ein god indikator ifølgje Weiss & Baker-Smith (2007, s. 34): «Numerous studies in education have shown that grade retention is both an important marker of current educational difficulties and an excellent predictor of future outcomes …»

Den andre timing-variabelen dreier seg om samliv og foreldreskap. Her har vi fire kategoriar som vist i det enkle oppsettet under.

	Gift eller sambuande sist i tjueårsalderen	Ikkje gift eller sambuande sist i tjueårsalderen
Har sist i tjueårsalderen barn	1. Barn og i samliv	3. Barn og ikkje i samliv
Har sist i tjueårsalderen ikkje barn	2. Ikkje barn og i samliv	4. Ikkje barn og ikkje i samliv

Tabell 2. Samanlikning mellom hovudutval og analyseutval når det gjeld forskjellige typar funksjonsvanskar. Prosent.

TYPE FUNKSJONSVANSKER	HOVUDUTVAL N= 760	ANALYSEUTVAL N= 373
Synsproblem	3,0	4,0
Høyrsleproblem	3,6	3,8
Rørsleproblem	5,5	6,7
Motoriske vanskar	13,7	15,5
Språk eller kommunikasjonsproblem	22,1	21,1
Tale- eller artikulasjonsproblem	13,4	12,3
Lese- og skrivevanskar	58,4	60,1
Reknevanskar	46,8	45,6
Generelle lærevanskar	48,0	46,6
Psykososiale vanskar	33,6	33,2
Merksemdssvikt	37,8	37,8
Medisinske problem	17,5	16,9
Psykososialt stress	19,6	20,6
Gjennomsnittleg funksjonsnivå*	4,5	4,5

*Gjennomsnitt av dei 13 spesifikke indikatorane på funksjonshemming opplista i tabellen. Til høgre tal, til lågare funksjonsnivå.

Den første kategorien omfattar dei som sist i tjueåra har barn og som lever i samliv (gifte eller sambuande). Den andre kategorien er dei som ikkje har barn og som lever i samliv. Den tredje kategorien er dei som har barn og som ikkje lever i samliv. Den fjerde kategorien er dei som korkje har barn eller lever i samliv. Her kan ein tenkje seg at den første kategorien i størst grad er normativt i rute, medan den siste er klarast avvikande når det gjeld familieetablering. Kategori 2 og 3 kjem i ei mellomstilling.

Men det er sjølvsagt også mange andre forhold som innverkar på risikoen for å bli trygdemottakar i ungdomstida. Det gjeld for det første kjønn, ein variabel som pregar individet alt frå fødselen og som seinare i livsløpet kan påverke tilpassing til arbeid og trygd. Eventuelle funksjonsvanskar kan også innverke på trygderisikoen. I 17–18-årsalderen vart elevane registrerte ved hjelp av 13 forskjellige indikatorar på sjukdom og funksjonshemming. Med utgangspunkt i den sakkunnige vurderinga som var grunnlaget for den særskilde tilrettelegginga, plasserte klassestyrarar eller rådgivarar kvar elev i ein av fire kategoriar – frå ingen til svært store problem. I tabell 2 såg vi kva slags funksjonsvanskar ungdommane hadde. Men i dei følgjande analysane er ikkje spesifikke funksjonsvanskar brukte, men derimot funksjonsnivå, som er ein additiv indeks som er basert på dei 13 indikatorane. I analysane er denne indeksen delt inn i kvartilar, basert på fordelinga blant dei 760 som er med i hovudutvalet.

I analysen har vi også med to uavhengige variablar som i tid ligg relativt nært den avhengige variabelen. Det gjeld for det første om dei unge har skaffa seg sertifikat eller ikkje. Sertifikat er ein ressurs som betrar sjansane på arbeidsmarknaden, men det er også uttrykk for interesse og evne til å gjennomføre opplæring og greie førarprøva. For det andre dreier det seg om formell kompetanse frå vidaregåande, dvs. om ein har lykkast å oppnå yrkeseller studiekompetanse. Dette er langt på veg ein føresetnad for å få arbeid og dermed unngå å bli avhengig av trygd.

Desse variablane inngår i ein modell for tenkjelege samanhengar mellom trygdemottak og dei uavhengige variablane som er omtalte ovanfor. Figur 1 viser samanhengen mellom progresjon i vidaregåande og trygdemottak, kontrollert for både «fjerne» og «nære» kovariatar.

Dei breie pilene indikerer samanhengar som blir analyserte i dette arbeidet. Dei tynne pilene viser til tenkte samanhengar mellom dei uavhengige variablane som ikkje blir analyserte her. I denne figuren er tidsrekkjefølgja mellom variablane eintydig, og derfor er det her ikkje motgåande piler. Derfor kan ein her med god grunn hevde at kovariatane influerer eller har effekt på trygdemottak. Det er ikkje så opplagt når det gjeld dei samanhengane som er framstilt i figur 2.

I figur 2 er det to tilfelle av motgåande piler. For det første ser vi at det kan vere gjensidig innverknad mellom familieetablering på den eine sida og kompetanse og sertifikat på den eine andre sida. Men sidan dette gjeld samspel mellom uavhengige variablar, skaper dette ikkje særlege vanskar for analysen. Meir problematisk er det at kan tenkjast at den avhengige trygdevariablen kan innverke på familieetableringa. Det gjer at i dette tilfellet må det heller bli snakk om samvariasjon enn innverknad eller effekt. I den avsluttande diskusjonen blir dette utdjupa.

Resultat

Først ser vi korleis kvar av dei seks kovariatane influerer på trygdemottak sist i 20-årsalderen.

Figur 3 viser tydelege samanhengar mellom trygderisiko og dei seks uavhengige variablane. Alle er faktisk signifikante på 0.001-nivået. Dei som er i livsløpsutakt samanlikna med jamaldringane, er i langt større grad trygdeavhengige i slutten av 20-åra enn dei som har overgangar til normert tid. Det gjeld for det første dei som har etterslep i utdanninga. For det andre omfattar det dei som ikkje lever i samliv, og det uavhengig om dei har barn eller ikkje.

Men figur 3 viser også at kvar av dei fire kontrollvariablane speler inn når det gjeld innslag av trygd. Omfang av trygd er størst blant kvinner og blant dei med lågt funksjonsnivå. Det same gjeld dei som ikkje har yrkeseller studiekompetanse frå vidaregåande og blant dei som ikkje har sertifikat. Dei to siste kategoriane kan nok også seiast å vere i livsløpsutakt.

Dette er bivariate samanhengar som altså viser korleis dei seks uavhengige variablane kvar for seg innverkar på trygdemottak. Men desse kovariatane influerer kvarandre gjensidig – faktisk er 10 av dei 15 korrelasjonane mellom dei seks uavhengige variablane signifikante på 0.01-nivået. Men korrelasjonane er ikkje så sterke at ein kan seie at to kovariatar måler det same, og at ein derfor må utelate den eine av dei i analysen. (Dei 10 sterkaste Pearson-korrelasjonane går frå 0.212 til 0.301.) Denne samvariasjonen mellom kovariatane gjer at vi må bruke ein meir avansert analysemetode for å avdekkje samanhengane som er indikerte i figur 1 og figur 2. Når den avhengige variabelen er dikotom, som er tilfelle i denne analysen, kan ein bruke binær logistisk regresjon. Då avdekkjer ein kva effekt kvar kovariat har på den avhengige variabelen når ein samstundes kontrollerer for effekten av dei andre uavhengige variablane som inngår i analysen.

Tabell 3. Risiko for å vere trygdemottakar i 28–29 årsalderen. Odds ratios.

	MOD ELL1	MOD ELL2	MOD ELL3
Timing-variablar:
0. I rute midtvegs i vidaregåande
1. Ikkje i rute midtvegs i vidaregåande	2.3***	1.5	1.1
0. I samliv 28-29 år- har barn
1. I samliv 28-29 år- har ikkje barn	0.9	1.1	1.1
2. Ikkje i samliv 28-29 år- har barn	3.5**	3.4**	2.9*
3. Ikkje i samliv 28-29 år- har ikkje barn	3.9***	4.2***	3.0**
Kontrollvariablar:
0. Menn
1. Kvinner		3.5***	2.9***
0. Første kvartil funksjonsnivå ved 17-18 år
1. Andre kvartil funksjonsnivå ved 17-18 år		1.0	1.1
2. Tredje kvartil funksjonsnivå ved 17-18 år		1.6	1.3
3. Fjerde kvartil funksjonsnivå ved 17–18 år		4.1***	3.0**
0. Formell kompetanse frå vg. ved 28–29 år
1. Ikkje formell kompetanse frå vg. ved 28–29 år
0. Har sertifikat ved 28–29 år
1. Har ikkje sertifikat ved 28–29 år
N	373	373	373
Nagelkerke	0.194	0.323	0.453

 

+ p<0,10; * p<0,05; ** p<0,01; *** p<0,001.

I analysen som er presentert i tabell 3, ser vi først i modell 1 korleis timing-variablane influerer trygderisikoen. I modell 2 legg vi til kjønn og funksjonsnivå, som kan seiast å vere relativt «tidsfjerne» variablar når det gjeld trygding sist i tjueåra. Til sist tek vi i modell 3 med kompetanse og sertifikat, som er meir «tidsnære» variablar i forhold til den avhengige variabelen.

Modell 1 med dei to timing-variablane forklarer knapt 20 prosent av variasjonen i trygdetilpassinga (Nagelkerkekoeffisient: 0.194). Dei som er forseinka i vidaregåande, har godt over dobbelt så stor trygderisiko samanlikna med dei som ikkje er forseinka. Dei som er i samliv og ikkje har barn, har vel så låg trygderisiko som referansekategorien, dvs. dei som lever i samliv og har barn. Men dei som ikkje er gifte eller sambuande, har langt høgre risiko jamført med referansekatagorien, og det gjeld både dei som har og dei som ikkje har barn.

Modelltilpassinga blir klart forbetra med tillegg av to nye kovariatar i modell 2 (Nagelkerke: 0.323). Desse variablane gjer at etterslepseffekten (verknaden av manglande progresjon i vidaregåande) blir redusert slik at dei som ikkje er i rute i vidaregåande, berre har ein liten ikkje-signifikant høgre trygderisiko enn dei som er i rute. Men samlivsvariabelen samvarierer framleis sterkt med trygderisikoen. Dei som ikkje er i samliv, har høg trygderisiko – dei som ikkje har barn i noko større grad enn dei som har barn. Det går vidare fram av modell 2 at kvinner og dei med lågt funksjonsnivå har markant risiko for å vere trygdeavhengige sist i tjueåra. Kvinner har tre og ein halv gong så høg risiko som menn, og dei som er i den fjerde kvartil funksjonsnivå, har meir enn fire gonger så høg risiko som dei i første kvartil.

I modell 3 blir to nye uavhengige variablar inkluderte i analysen. Både kompetansevariabelen og sertifikatvariabelen har kraftig innverknad på trygderisikoen, og modelltilpassinga blir derfor endå meir forbetra (Nagelkerke = 0.453). Dei som manglar formell kompetanse frå vidaregåande, har tre og ein halv gong så høg trygderisiko som dei med formell kompetanse. Manglande sertifikat firedoblar risikoen. Vi ser at i modell 3 er etterslepseffekten no heilt vekke.

Men den uavhengige variabelen som gjeld samliv og foreldreskap, har framleis stor samvariasjon med trygdetilpassinga. Risikoen er tredobla for dei som ikkje lever i samliv, og det betyr lite om dei har barn eller ikkje. Supplerande analyser som også inkluderer enkeltvariablar som for eksempel generelle lærevanskar, endrar i liten grad mønsteret som er dokumentert i tabell 3. Det gjeld også når ein opererer med ein revidert funksjonsvariabel med 20 verdiar.

Men det er ikkje gitt at dei to timing-variablane innverkar på eller samvarierer med trygderisiko på same måten for begge kjønna.

Tabell 4 viser at progresjonen i vidaregåande influerer seinare trygderisiko ulikt for menn og kvinner. Menn med etterslep i vidaregåande har ein viss auke i trygderisiko jamført med referansekategorien, medan kvinner har redusert risiko. Jamført med referansekategorien er likevel ikkje dette signifikante utslag, ikkje eingong på 0.1-nivået. (Men når ein analyserer undergrupper i dette materialet, for eksempel kvinner og menn kvar for seg, blir det vanskelegare å få signifikante skilnader fordi det er færre respondentar som inngår i analysen.)

Tabell 4. Risiko for å vere trygdemottakar i 28–29 årsalderen. Odds ratios($)

	MENN N=233	KVINNER N=140
Timing-variablar:
0. I rute midtvegs i vidaregåande
1. Ikkje i rute midtvegs i vidaregåande	1,6	0,7
0. I samliv 28-29 år- har barn
1. I samliv 28-29 år- har ikkje barn	0.8	1,6
2. Ikkje i samliv 28-29år- har barn	0,9	5,8**
3. Ikkje i samliv 28-29 år- har ikkje barn	2,7+	3,4*

+ p<0,10; * p<0,05; ** p<0,01. $ Her er det kontrollert for effekten av funksjonsnivå, kompetanse og sertifikat.

Den andre timing-variabelen samvarierer slik med den avhengige variabelen: Menn som er sambuande eller gifte og som ikkje har barn, har litt lågare risiko for å vere trygdeavhengige sist i tjueåra enn referansekategorien for menn. Men kvinner i tilsvarande situasjon har ein noko større trygderisiko enn referansekategorien for kvinner. Menn som ikkje lever i samliv og som har barn, har heller ikkje auka trygderisiko. Det har derimot kvinner i same livssituasjon. Dei har nesten seks gonger så høg trygderisiko som referansekategorien. Blant dei som ikkje lever i samliv og ikkje har barn, er det ein viss skilnad på kjønna når det gjeld trygderisiko. Jamført med referansekategorien har mennene knapt tredobla risiko, medan kvinnene har nesten tre og ein halv gong så høg risiko.

Diskusjon

Analysane har dokumentert meir eller mindre sterke samanhengar mellom variablar som indikerer livsløpsutakt. Enkelte av desse samanhengane kan vi også tolke som kausale. Ein fordel ved dette materialet er at data er innsamla ved ulike tidspunkt slik at det er ganske klar tidsrekkjefølgje mellom den avhengige variabelen og timingvariablane, som altså indikerer grad av livsløpsutakt. Det gjeld i alle fall relasjonen mellom progresjonen i vidaregåande og trygderisiko seinare i livet. Samanhengen mellom familiedanning og trygding er derimot meir problematisk.

Trygdesituasjonen er rett nok registrert sist i tjueåra, men mange kan ha blitt trygdemottakarar fleire år før som følgje av sjukdom og funksjonshemming. Vi har ikkje eksakte tidspunkt for trygdemottak, men analysar – ikkje dokumenterte her – viser at vel tredjeparten av dei som sist i tjueåra hadde trygd, også var trygdemottakarar fem år tidlegare. Vi har presis tidfesting av fødslar, men ikkje når det gjeld etablering av sambuarskap og giftarmål. Det kan då tenkjast at trygding innverkar på familieetablering, og dermed kan ein ikkje omtale overgang til trygdesituasjon som effekt av timing av overgangar i familiesfæren.

Fråfall frå den eine intervjurunden til den andre er vanleg i longitudinelle studier som denne. Men fråfallsanalysen gjer at vi har oversikt over i kva grad fråfallet skaper skeivskap i materialet. Denne analysen viste at det er ein viss skilnad i samansetjinga av utvalet jamført med alle særvilkårselevane som tok til i vidaregåande midt på 1990-talet i dei seks undersøkte fylka. Men eit hovudpoeng er at representativiteten er god når det gjeld andel elevar på yrkesfaglege linjer – knapt 80 prosent både i populasjonen og utvalet. Representativiteten er også svært god når det gjeld kjønn. I populasjonen og utvalet er den sterke overvekta av gutar heilt lik.

Den bivariate analysen viser at dei to timing-variablane samvarierer sterkt med trygdemottak sist i tjueåra blant menneske som har hatt særskild tilrettelegging i vidaregåande. Men når ein gjennom logistisk regresjon kontrollerer for dei andre kovariatane som inngår i modellen, kjem det fram eit meir nyansert bilete.

Eit markant trekk er at den såkalla etterslepseffekten forsvinn. Det er andre variablar enn manglande progresjon i utdanninga som forklarer trygderisikoen for sårbar ungdom sist i tjueåra. Etterslep i utdanningsløpet som medfører tilpassing til nytt klassemiljø, synest altså i seg sjølv ikkje å auke risikoen for mistilpassing som kan føre til tidleg trygding. Dette funnet er delvis i motstrid til forsking som viser at særleg for marginalisert ungdom er overgang til nye opplæringsmiljø kritisk (Langenkamp, 2011, s. 515).

At samanhengen mellom ein utfallsvaraibel og ein uavhengig variabel blir heilt eller delvis oppheva når ein kontrollerer for effekten av andre relevante kovariatar, kan vere ein indikasjon på at dette er ein såkalla skinnsamanheng. Frank Furstenberg, ein av dei som tidlegare har lagt sterk vekt på langtidskonsekvensar av uryddige overgangar, argumenterer for at sosial seleksjon er ein viktig forklaringsmekanisme: « … a healthy share of causal influence of ill-timed or out-of-sequence events is social selection rather than true cause» (Furstenberg, 2005, s. 161). I vår samanheng vil dette seie at dei som har etterslep i vidaregåande, kan ha andre kjenneteikn som også innverkar på trygderisikoen.

Settersten og Hagestad (1996, s. 186) viser til skiljet mellom livsløpsprogram – generelle kulturelle modellar om ønskjeleg livsløpsutvikling – og livsløpsprosjekt – individets personlege planar, som for eksempel her kan gjelde eige utdanningsløp. Livsløpsprosjektet kan vere influert av kulturelle livsløpsprogram, men er aldri determinerte av dei. Rett nok har folk førestillingar om kva som er alderspassande overgangar, men dette er berre eit av mange forhold som innverkar på livsløpet (Settersten & Hagestad, 1996, s. 187). Her er dei til ein viss grad på linje med Marini (1984, s. 234), som åtvarar mot å leggje for stor vekt på livsløpsmodellar der normer og forventningar influerer tidsplassering og rekkjefølgje av sentrale livshendingar. I vår samanheng vil dette seie at jamvel om livsløpsprogrammet tilseier ryddig progresjon i utdanningsløpet, så treng ikkje avvik frå individets livsløpsprosjekt ha langsiktige negative konsekvensar, for eksempel når det gjeld tilpassing til trygd eller arbeid.

Men timinga av overgangar som dreier seg om samliv og reproduksjon, synest å samvariere sterkt med trygderisikoen, i alle fall for visse kategoriar. Og dette er ein samanheng som ikkje let seg eliminere gjennom kontroll av andre kovariatar, i alle fall ikkje dei som er inkluderte i denne analysen.

Dei som ikkje lever i samliv og ikkje har barn, har stor trygderisiko sist i tjueåra, kvinner i noko større grad enn menn. Her er ikkje livsløpet prega av demografisk trengsel og opphoping av overgangar slik tilfellet er for unge menneske generelt (jf. Buchmann & Kriesi, 2011). I alle fall når det gjeld familieetablering, er det heller snakk om overgangstomme livsfasar, eller det som Molgat & Vézina (2008) kallar transitionless biographies.

Det kan vere slik at trygderisikoen er stor i overgangstomme livsfasar, for eksempel når ein ikkje finn nokon å dele livet med. Ikkje minst kan dette føre til helseskadeleg stress ifølgje Bell & Lee (2008, s. 287): «Failure to make changes may thus be more stressful, despite no apparent change in environmental demand, than is making an «on-time» and socially desirable change.» I liknande baner argumenterer også Sacker & Cable (2010, s. 309) som framhevar at forseinka eller manglande overgangar kan vere like skadelege som altfor tidlege overgangar. Räikkönen, Kokko og Rantanen (2011, s. 320) dokumenterer også at forseinka overgangar kan ha negative konsekvensar, for eksempel når det gjeld trivsel. Alle dei nemnde negative utslaga kan auke faren for overgang til trygd.

Analysen får også fram eit kjønnsspesifikt mønster. Menn som ikkje lever i samliv, men som har barn, har slett ingen auka trygderisiko jamført med referansekategorien, dvs. menn i samliv som har barn. Kvinner i tilsvarande situasjon har derimot svært stor risiko – nesten seks gonger så høg som referansekategorien for kvinner. Og dette er altså ein samanheng som står ved lag når ein kontrollerer for effekten av andre relevante forklaringsvariablar. Kanskje kan dette indikere at amputerte overgangar for kvinner, som for eksempel å få barn utanfor rammene av trygge forhold, aukar risikoen for å bli avhengig av trygd? Men det kan sjølvsagt heller ikkje utelukkast at langvarig trygdemottak kan redusere sjansane for å etablere stabile samliv.

Eirin Pedersen (2012) har studert tidsplassering av foreldreskapet gjennom kvalitative intervju med kvinner og menn rundt 30 år. Her kjem det fram at forseinka eller manglande overgang til foreldreskap kan vere problematisk, blant anna fordi normer for tidsplassering av familiedanning kan gi slike overgangar trongare vilkår:

På den andre siden kan mulighetsrommet oppleves som desto trangere, på grunn av normer for hva som er en vellykket tidsplassering av barn i livsløpet, og hvilke livsløpsoverganger som skal være unnagjort før man får barn. Å skulle leve opp til det ideelle livsløpet kan være vanskelig å få til (Pedersen 2013, s. 158).

Denne opplevde kollisjonen mellom ideal og realitet kan truleg medverke til at folk får forsterka helseplager, ikkje minst kan dette gjelde kvinner som etter kvart registrerer at «den biologiske klokka tikkar». På den måten kan ein nok seie at utakthypotesen har noko for seg. Mange av dei som går i utakt med jamaldringane gjennom ungdomstida og har eit livsløp prega av diskontinuitet, risikerer å bli fanga i negative endringsspiralar som kan medverke til helseproblem og etterfølgjande trygdetilpassing. Men ein må likevel ha in mente at negative endringsspiralar kan brytast, slik som for eksempel Røys (2012) har vist i ein kvalitativ undersøking av tidlegare særvilkårselevar som i løpet av ein femårsperiode greidde å kome seg ut av trygdetilpassing og over til inntektsgivande arbeid.