Annonse
Annonse
Annonse
Annonse

Abort hos unge kvinner – betydningen av oppvekst og sosial klasse

Willy Pedersen, Sven Ove Samuelsen, Anne Eskild Om forfatterne

Årlig utføres det rundt 14 000 provoserte aborter i Norge. Vi har tidsserier over abortus provocatus på nasjonalt plan og over sammenhengen med alder, sivilstand og region (1). I Norge er abortraten lav på Sør- og Vestlandet, mens Oslo og de nordligste fylkene lenge har hatt de høyeste ratene. Utover slike grove data vet vi lite når det gjelder risiko. Et par tidlige studier tydet på at lav utdanning var en risikofaktor (2, 3), men dette er problemstillinger som i liten grad er fulgt opp i nyere forskning. En fersk studie fra Finland viste imidlertid at jenter med bakgrunn i lavere sosiale lag hadde de høyeste abortratene, samt at de jentene som vokste opp i eneforsørgerfamilier var overutsatt. Videre viste det seg at disse forskjellene ikke hadde endret seg mye de siste ti år, selv om abortratene hadde gått ned (4).

Den internasjonale litteraturen er lite samstemt når det gjelder bakgrunnsfaktorer og abort, noe som nok skyldes at abortratene er knyttet til så vel sosiokulturelle forhold som demografi og lovgivning. Noen studier viser at det særlig er i grupper med lite utdanning og lav inntekt abortratene er høye (5). Ut fra andre studier kan det imidlertid synes som om lavere sosialklasser er overrepresentert blant dem som velger å fullføre et svangerskap som har inntrådt i ung alder, mens det å velge abort når graviditet først har inntrådt, er positivt korrelert med utdanning og inntekt (6, 7). Vi kan imidlertid ikke uten videre anta at slike funn, som for en stor del stammer fra England eller USA, er gyldige for vårt land. Forekomsten av aborter er en annen, den juridiske og sosiokulturelle konteksten aborten utføres innenfor vil være ulik, og konsekvenser av utdanning og sosial klasse vil kunne uttrykkes annerledes i en nordisk kontekst.

Sosial bakgrunn

Sosial klasse og sosioøkonomisk status er komplekse begreper. Enkelt sagt synes tradisjonelle klasseindikatorer knyttet til økonomi, arbeid og kapital å måtte suppleres, særlig av utdanningsnivå og kulturelle ressurser – såkalt kulturell kapital. Denne vil være høy i grupper med utdanning på universitetsnivå og med stillinger i næringslivet, men også innen privat og offentlig tjenesteytende sektor. Dessuten vil indikatorer på sosial marginalitet, som arbeidsløshet, mottak av sosialhjelp og trygd, kunne være viktig hva angår risiko for abort (8). En mulig årsak til sammenhenger mellom abort og sosial bakgrunn kan ligge i at seksuell atferd og manglende prevensjonsbruk kan være nokså direkte knyttet til slike bakgrunnsfaktorer. Men man kan også tenke seg at eventuelle sammenhenger medieres over faktorer som foreldres samlivsbrudd eller nivået på omsorg eller tilsyn. Man kan dessuten tenke seg at belastninger i familiemiljøet knyttet til for eksempel alkohol har ulik forekomst og ulike konsekvenser innen ulike sosiale sjikt.

Problemstillinger

I denne longitudinelle studien av et representativt utvalg av norske kvinner vil vi studere følgende problemstillinger: Er det sammenheng mellom foreldrenes klassetilhørighet og risiko for abort for unge kvinner? Hvilken betydning har foreldrenes utdanning og hjemmets kulturelle kapital? Gir det å ha foreldre i en marginal posisjon på arbeidsmarkedet (f.eks. trygdede eller arbeidsløse) særlig høy risiko? Vi vil også se på betydningen av familieoppløsning og nivå på omsorg og tilsyn i familien, hvorvidt foreldres rusmisbruk spiller noen rolle, og om eventuelle forskjeller knyttet til foreldres utdanning og sosiale klasse forsvinner når det kontrolleres for slike forhold.

Materiale og metode

Data stammer fra den longitudinelle Ung i Norge-studien, som tidligere er beskrevet inngående (9). Den første datainnsamlingen foregikk i 1992. Deltakerne var elever ved 67 forskjellige norske skoler som var trukket slik at de var representative for den norske populasjonen av skoleungdommer. Responsraten var 97 %. Vi valgte så ut dem som gikk i 7. klasse i ungdomsskolen eller 1. klasse i videregående skole for ny oppfølging i 1994 (T2). Dette gav et utvalg på 2 198 jenter (responsrate 92 %). Fordi studien opprinnelig var planlagt med bare én oppfølging måtte vi innhente nytt samtykke for en tredje oppfølging (T3), og 90 % (n = 1 795) gav oss dette. Disse fikk et spørreskjema i posten i 1999/2000. Vi fikk denne gang en responsrate på 87 %, noe som gav en kumulativ responsrate på 69 % over alle tre datainnsamlinger. I de analysene som presenteres her, har vi med 1 520 kvinner som besvarte skjemaene alle tre ganger og som var i alderen 19 – 27 år ved T3 (gjennomsnittsalder 22,1 år, standardavvik 1,7).

Variabler

Ved tredje datainnsamling spurte vi om kvinnene noen gang hadde tatt (provosert) abort. I tillegg spurte vi om hvor mange aborter de eventuelt hadde tatt og om hvor gamle de var ved første og siste abort. Ved T3 spurte vi også om utdanningsnivå og ulike inntektskilder (forsørget av foreldre, egen inntekt, studielån, sosialhjelp, trygd, svart arbeid etc.).

Sosiodemografi. Landet ble delt opp i fem regioner for bosted (Østlandet, Vestlandet, Sørlandet, Trøndelag og Nord-Norge). I tillegg ble det klassifisert ut fra urbanitetsgrad (Oslo, andre større byer, mindre byer, tettsteder, spredtbygde strøk). Videre spurte vi om foreldres utdanning og yrke. Dette ble kodet til fem sosialklasser: høyere administrativ, mellomlag, lavere funksjonærer, arbeidere, primærnæringer (10). Foreldres utdanning ble klassifisert på nivåer fra sjuårig og opp til universitetsnivå. Vi spurte også om mor og far var arbeidsløse eller trygdede og om de mottok sosialhjelp.

Familieforhold. Vi spurte om foreldres skilsmisse (ev. samlivsbrudd ved samboerskap). De emosjonelle relasjonene til foreldrene ble målt med The Parental Bonding Instrument(11). Instrumentet kartlegger to dimensjoner forbundet med omsorg og overkontroll. For å kartlegge grad av tilsyn brukte vi et instrument utviklet av Olweus (12), med spørsmål knyttet til foreldres normer i oppdragelsen og deres kunnskap om barnas venner og deres gjøremål. Her brukes spørsmål som «Kjenner de vennene dine?» og «Vet de hvor du er i helgene?». Svarene ble ved både T1 og T2 summert til en indeks med verdier fra 0 til 6, hvor 0 – 1 er «godt tilsyn», 2 – 4 «middels» og 5 «dårlig». Foreldrenes misbruk av alkohol ble målt med spørsmål knyttet til antall ganger jentene hadde sett foreldrene beruset. Der hvor minst én av foreldrene vanligvis var blitt sett beruset minst «noen ganger hver måned» på enten T1 eller T2, ble dette klassifisert som «mulige» alkoholproblemer, ved dette svaret på begge måletidspunkter som «sannsynlige» alkoholproblemer. Vi spurte om far og mor var dagligrøykere. Dette er en indikator på ruseksponering i hjemmet, men man skal også merke seg den sterke assosiasjonen mellom røyking og sosial klasse (13).

Analyser

Først undersøkte vi om aborterfaring er knyttet til kvinnens utdanningsnivå som ung voksen. Deretter undersøkte vi forhold ved oppveksten forut for inngrepet, med vekt på sosiodemografiske og sosioøkonomiske forhold, foreldres omsorg og oppdragelsesstil, samt eventuelle rusproblemer i hjemmet.

Som responsvariabel brukes alder ved første abort. Ettersom flertallet av kvinnene ikke tok abort innenfor oppfølgingsperioden, har vi såkalt høyresensurerte data, der sensureringstiden er alder ved siste observasjonstidspunkt. Cox-regresjon er den vanlige metode for analyse av slike data (14, 15). Resultatene i Cox-regresjon kan uttrykkes ved forholdet mellom hasardrater. Ved forholdsvis sjeldne begivenheter, som abort i dette datamaterialet, er hasardrateforholdet tilnærmet lik relativ risiko (RR). Det innebærer at en kvinne som tilhører en gitt gruppe, har en sannsynlighet for hendelsen som er tilnærmet RR ganger så stor som dersom kvinnen ikke tilhører gruppen. Vi har benyttet denne regresjonsteknikken, og analysene som rapporteres er utført i SPSS.

Kvinnene har selvsagt ingen abortrisiko før de har samleiedebutert. I mer komplekse modeller bør derfor alder for samleiedebut også tas med. Som et alternativ til analyser med utgangspunkt i kvinnens alder og alderen ved abort brukte vi derfor Cox-regresjon på tiden fra samleiedebut til første abort. Som nok et alternativ lot vi samleiedebutalder være «venstretrunkeringstid», dvs. tiden da kvinnen kommer under risiko for abort (15). Ved den siste analysen kan ikke SPSS benyttes, og vi benyttet programpakken S-PLUS. Forskjellene i resultater mellom den initiale Cox-regresjonen og disse angrepsvinklene var marginale. Den enkleste modellen blir derfor rapportert.

Resultater

Det var 124 kvinner, eller 8,2 %, som hadde tatt minst én abort. Av disse var det 18, eller 1,1 % av hele utvalget, som hadde hatt to eller flere aborter. Alder ved den første utførte aborten var 13 – 25 år (gjennomsnitt 19,4 år, standardavvik 2,4), medianalder var 19 år.

Tabell 1 viser at det var en sterk sammenheng mellom abort og utdanningsnivå i ung voksen alder (målt ved T3). Med universitetsutdanning som referanse gav utdanning kun på ungdomsskolenivå en relativ risiko på 3,0 (95 % KI 1,3 – 7,0). Det var ikke sammenhenger til kvinnenes inntektskilder (målt ved ved T3). Bosted i Nord-Norge under oppveksten gav signifikant høyere risiko enn bosted i noen av landets øvrige regioner (tab 2). Tabell 2 viser videre at jenter med foreldre i mellomlagsyrker hadde lavere abortrater enn andre. Jenter med fedre som var trygdede eller arbeidsløse hadde klart økt risiko. De som hadde opplevd samlivsbrudd hos foreldrene, enten i form av opphør av samboerskap eller skilsmisse, hadde også økt risiko. Vi fant derimot ingen sammenheng der det var høyt omsorgsnivå eller overbeskyttelse (målt gjennom Parental Bonding Instrument), mens de som hadde fått mangelfullt tilsyn fra foreldrene hadde økt risiko. Det samme fant vi der foreldrene hadde sannsynlige alkoholproblemer og også der foreldrene var dagligrøykere.

Tabell 1  Aborterfaring etter utdanningsnivå i ung voksen alder (målt ved T3)

Antall (N = 1 520)

Andel med provosert abort

Ujustert relativ risiko (95 % konfidensintervall)

Utdanning

Antall

(%)

Utdanningsnivå 1999

Universitet

360

19

(5)

Referanse

Høyskole

347

23

(7)

1,3 (0,7 – 2,3)

Allmennfaglig

551

53

(10)

2,3 (1,4 – 3,9)

Yrkesfaglig

192

21

(11)

2,8 (1,5 – 5,2)

Ingen etter ungdomsskole

70

8

(11)

3,0 (1,3 – 7,0)

Tabell 2  Aborterfaring og kjennetegn knyttet til sosiodemografiske forhold og familie (målt ved T1 og T2)

Antall (N = 1 520)

Andel med provosert abort

Ujustert relativ risiko (95 % konfidensintervall)

Forklaringsvariabler

Antall

(%)

Regioner

Resten av landet

1 287

107

(8)

Referanse

Nord-Norge

126

17

(14)

2,1 (1,2 – 3,4)

Foreldres sosialklasse

Øvrige grupper

581

33

(10)

Referanse

Mellomlag

939

91

(6)

0,6 (0,4 – 0,8)

Foreldres utdanning

Ikke postgymnasial

966

92

(10)

Referanse

Postgymnasial

554

32

(6)

0,6 (0,4 – 0,9)

Far trygdet eller arbeidsløs

Nei

1 450

112

(8)

Referanse

Ja

70

12

(17)

2,1 (1,2 – 3,9)

Foreldres samlivsbrudd

Nei

1 056

63

(6)

Referanse

Ja

464

61

(13)

2,2 (1,6 – 3,1)

Tilsyn fra foreldre

Godt

932

54

(6)

Referanse

Middels

302

29

(10)

1,7 (1,1 – 2,7)

Dårlig

286

41

(14)

2,6 (1,7 – 3,8)

Foreldre med alkoholproblemer

Ikke

1 410

106

(8)

Referanse

Mulige

70

10

(14)

1,9 (1,0 – 3,6)

Sannsynlige

40

8

(20)

2,5 (1,2 – 5,0)

Foreldre dagligrøykere

Ingen

774

46

(6)

Referanse

En

428

40

(9)

1,7 (1,1 – 2,5)

Begge

318

38

(12)

2,1 (1,4 – 3,2)

I tabell 3 presenterer vi en multivariat modell hvor alle signifikante variabler er tatt inn og kontrollert mot hverandre. Vi eliminerte alle variabler med ikke-signifikante effekter (p > 0,10). Den endelige modellen viser at det gjenstod effekter fra region (Nord-Norge), det å ha foreldre i mellomlagene, å ha opplevd samlivsbrudd samt dårlig tilsyn fra foreldre.

Tabell 3  Endelig multivariat Cox-regresjon av aborterfaring som avhengig variabel og sosiodemografiske kjennetegn og familiekjennetegn som forklaringsvariabler

Ujusterte effekter

Justerte effekter

Forklaringsvariabel

Relativ risiko (95 % konfidensintervall)

Relativ risiko (95 % konfidensintervall)

Bosted

Øvrig del av landet

Referanse

Referanse

Nord-Norge

2,1 (1,2 – 3,4)

1,7 (1,0 – 2,9)

Foreldres sosialklasse

Øvrige sosialklasser

Referanse

Referanse

Mellomlagsyrker

0,6 (0,4 – 0,8)

0,6 (0,4 – 0,9)

Forelders samlivsbrudd

Nei

Referanse

Referanse

Ja

2,2 (1,6 – 3,1)

1,8 (1,2 – 2,6)

Tilsyn fra foreldre

Godt

Referanse

Referanse

Middels

1,7 (1,1 – 2,7)

1,6 (1,0 – 2,5)

Dårlig

2,6 (1,7 – 3,8)

2,0 (1,4 – 3,2)

Diskusjon

Selv om det har vært vanlig å anta at det er en sammenheng mellom sosial klasse og abort i Norge, finnes det få studier der temaet er belyst. I denne studien brukte vi et nasjonalt representativt utvalg av unge kvinner. Vi fant en sterk assosiasjon mellom aborterfaring og utdanningsnivå som unge voksne. Datasettet var longitudinelt, og vi kunne derfor også identifisere kontekst- og familiefaktorer i oppveksten som kunne tenkes å bidra til utfallet. Analysene viste at en rekke forhold ved sosial bakgrunn og oppvekst var assosiert med økt risiko for abort. Dette gjaldt oppvekstregion, foreldrenes sosiale klasse og trekk ved oppvekstbetingelsene i familien, som samlivsbrudd og svakt tilsyn.

I en tidligere studie har vi vist at ungdom fra Nord-Norge har lavest samleiedebutalder (9). Det er verdt å merke seg at de også har høyere abortrisiko. I Finland har regionale forskjeller i abortratene holdt seg over en tiårsperiode, til tross for endringer i sosioøkonomisk struktur i disse regionene (4). Man kan altså tenke seg at abortratene reflekterer sosiokulturelle forhold. Våre data kan tyde på at nyere klassebestemmelser med vekt på utdanning og såkalt kulturell kapital også gjør seg gjeldende på dette feltet. Det er unge kvinner med foreldre i de nye, viktige mellomlagsgruppene som har lavest risiko for å ta abort. Personer i disse gruppene er særlig ansatt i staten og i privat tjenesteytende sektor, det kan være for eksempel leger, økonomer, jurister og journalister, og de har gjerne postgymnasial utdanning.

Samlivsbrudd hos foreldrene var assosiert med økt risiko, på samme måte som svakt tilsyn, også ved kontroll for sosioøkonomiske variabler. I tidligere norsk forskning er slike faktorer ikke blitt studert med henblikk på abortrisiko, men i internasjonale studier er slike sammenhenger vel etablert (16).

Styrker og svakheter

Datasettet har høy responsrate og bør være godt egnet for analyser som dem vi her rapporterer. Likevel vil vi peke på at det i frafallet antakelig er en noe høyere andel som har gjennomført abort enn blant dem som forble i utvalget over alle tre målinger. Det er ikke helt enkelt å estimere abortrater på individnivå med utgangspunkt i data fra Statistisk sentralbyrå, fordi abortdata er anonymiserte og det bare angis andeler som har tatt abort i de ulike aldersklasser og for det enkelte år. Men dersom vi estimerer kumulative abortrater med basis Statistisk sentralbyrås data, finner vi at dette summeres til rundt 13,5 % i de aktuelle kohortene for den perioden vi har fulgt dem. Dette estimatet er imidlertid for høyt som livstidsprevalens, siden en del har tatt flere aborter. Om vi bruker samme metode på våre egne data og altså tar med det totale antall aborter, øker prevalensen fra 8,2 % til rundt 9,5 %. Vi kan altså konkludere med at et sannsynlig selektivt frafall samt at en viss underrapportering resulterer i litt for lave estimater. På den annen side har dette neppe stor betydning for korrelasjoner og prediktorer og den type analyser som vi her har gjort.

Avslutning

Provosert abort blant unge ser ut til å være knyttet til kjennetegn ved den sosiale konteksten kvinnene lever i og familiesituasjonen under oppveksten. Mer forskning bør gjøres for å kartlegge hvorfor slike kjennetegn gir risiko. Man bør også studere om det er forskjeller mellom dem som velger å ta abort og dem som i denne perioden av livet velger å bære frem barnet, og om kjennetegn ved de abortsøkende endrer seg når kvinnene kommer lenger ut i 20-årene. Basert på de data vi her har lagt frem, kan vi konkludere med at det finnes grupper av unge voksne kvinner med klart økt abortrisiko. Den siste handlingsplanen for å forebygge uønskede svangerskap og abort antyder at det abortforebyggende arbeidet bør målrettes i større grad enn i dag. Våre funn gir støtte til en slik strategi.

Oppgitte interessekonflikter: Ingen

Studien er støttet av Norges forskningsråd gjennom programmet Helse og samfunn.
1

Statistisk sentralbyrå. Svangerskapsavbrudd. www.ssb.no/abort (13.3. 2006).

2

Grünfeld B. Legal abort i Norge. Oslo: Universitetsforlaget, 1973.

3

Liestøl K. Aborter. I: Walløe L, red. Seksualitet, familieplanlegging og prevensjon i Norge. Oslo: Universitetsforlaget, 1978: 105 – 12.

4

Vikat A, Rimpelä A, Kosunen E et al. Sociodemographic differences in the occurence of teenage pregnancies in Finland in 1987 – 1988: a follow-up study. J Epidemiol Community Health 2002; 56: 659 – 68.

5

Manlowe J, Mariner C, Papillo A. Subsequent fertility among teen mothers. J Marriage Fam 2000; 62: 430 – 48.

6

Smith T. Influence of socioeconomic factors on attaining targets for reducing teenage pregnancies. BMJ 1993; 306: 1232 – 5.

7

Stevans L, Register C, Sessions D. The abort decision. Soc Indic Res 1992; 27: 327 – 44.

8

Hansen MN, Engelstad F. Samfunnsklasser og klasseteorier. I: Frønes I, Kjøsrød L, red. Det norske samfunn. Oslo: Gyldendal, 2003: 154 – 83.

9

Pedersen W, Samuelsen SO, Wichstrøm L. Intercourse debut age: poor resources, problem behavior or romantic appeal? A population-based longitudinal study. J Sex Res 2003; 40: 333 – 46.

10

ILO. International Standard of Classification of Occupations (ISCO 88). Genève: International Labour Organization, 1990.

11

Parker G, Tupling H, Brown LB. A partental bonding instrument. Br J Med Psychol 1979; 52: 1 – 10.

12

Olweus D. Prevalence and incidence in the study of antisocial behaviour. I: Klein MW, red. Cross-national research in self-reported crime and delinquency. Dordrecht: Kluwer Academic Publishers, 1989.

13

Pedersen W. Working class boys at the margins. Acta Sociol 1996; 39: 257 – 79.

14

Cox D. Regression models and life tables. J R Stat Soc 1972; 74: 187 – 220.

15

Hosmer DW, Lemeshow S. Allied survival analysis. New York: John Wiley, 1999.

16

Woodward L, Fergusson D. Early conduct problems and later risk of teenage pregnancy in girls. Dev Psychopathol 1999; 11: 127 – 41.

Kommentarer

(0)
Denne artikkelen ble publisert for mer enn 12 måneder siden, og vi har derfor stengt for nye kommentarer.

Anbefalte artikler

Annonse
Annonse